□張啟堯 才凌惠

一、引言

消費在我國經濟發(fā)展中的基礎性作用持續(xù)增強。2020 年消費支出對我國經濟增長的貢獻率達到54.4%，成為我國經濟增長的第一拉動力。在消費升級的背景下，消費業(yè)態(tài)與模式創(chuàng)新對消費潛力進一步釋放的促進作用日益突顯。夜間經濟由于能直接拉動餐飲、購物、文化和旅游等服務業(yè)的發(fā)展，蘊含巨大的市場空間和潛力，已成為目前最受關注的消費新模式。各級政府積極推動夜間經濟發(fā)展，將其視作增強城市活力的新引擎，制定了一系列促進政策，如《廣州市推動夜間經濟發(fā)展實施方案》等。夜市作為夜間消費聚集區(qū)和夜間經濟最活躍的城市區(qū)域，也自然成為培育夜間經濟新業(yè)態(tài)和培養(yǎng)城市居民夜間消費習慣的重要平臺。但從目前夜市的經營情況看，普遍呈現冷熱不均甚至“火紅開業(yè)、慘淡關門”的景象。除熱門夜市人頭攢動外，其它夜市都較為冷清或客流量稀少，以至于難以為繼。如何提升夜市人氣和顧客回頭率，已成為夜市生存和發(fā)展的重要前提條件。由于夜市消費主要聚集在餐飲、娛樂和休閑等服務業(yè)領域且消費人群多為本地城市居民，為了解決夜市生存發(fā)展問題，在如何創(chuàng)新夜市服務內容的同時，想方設法提高服務質量，提升城市居民幸福感，培養(yǎng)城市居民再次消費意愿，就成為夜市經營主體亟需思考的問題。

學者們圍繞服務質量感知展開了相關研究。何瀏（2013）[1]將B2B2C 環(huán)境下的消費者快遞服務質量感知分為時間價值、物品價值、員工價值和便利價值四個維度，并通過實證分析發(fā)現這四個要素對消費者滿意度均有顯著正向影響。周文靜和王恒利（2017）[2]對運動者公共體育場服務質量感知和購后行為間的關系分析發(fā)現，服務質量感知下的服務產品、服務傳遞和服務環(huán)境因子均對積極購后行為有顯著正向影響。姜巖（2021）[3]提出鐵路零擔貨運服務質量感知應包括響應性、可靠性、經濟性、便利性、保證性和有形性六個維度，發(fā)現鐵路零擔貨運服務質量感知對客戶滿意度有顯著正向影響。已有服務質量感知研究主要基于多維視角，且多為服務質量感知與行為意愿間的直接關系驗證。這些文獻對夜市消費情境下的服務質量感知關注較少，沒有明確服務質量感知與再次消費意愿間的內在作用機理。夜市服務內容與方式的多樣性使得夜市服務質量感知也具備了多維屬性。由夜市服務質量感知到再次消費意愿的生成，蘊含了城市居民一系列心理轉化機制。對這些心理機制的挖掘，能更深入地把握其再次前往夜市消費的服務質量動因和內在作用過程，促進夜市服務質量的優(yōu)化。

本文引入幸福動機作為中介變量，構建夜市服務質量感知對城市居民再次消費意愿作用的概念模型，探究不同夜市服務質量感知通過幸福動機對城市居民再次消費意愿影響的機理，發(fā)現和明確不同夜市服務質量感知作用的路徑差異。此外，還引入心理資本作為調節(jié)變量，探究夜市服務質量影響下不同心理資本城市居民前往夜市再次消費的心理與行為表現，探索夜市服務質量感知作用的邊界條件，幫助夜市經營管理者了解城市居民對夜市服務質量的要求，明確夜市服務質量優(yōu)化的方向，提升城市居民前往夜市消費的主動性和積極性，實現夜市的可持續(xù)性發(fā)展。

二、理論基礎與研究假設

（一）服務質量感知與幸福動機

服務質量感知被認為是個體對服務的一種主觀感知與評價，主要取決于個體對服務質量期望與實際感知之間的差距。[4]由于服務質量感知主要由個體進行主觀評判，使得其構成與測量成為學者們關注的焦點。雖然學者們對服務質量感知構成維度的認知并不完全一致，但目前最具代表性的服務質量感知構成模型主要包括SERVQUAL 模型和三要素模型。SERVQUAL 模型由PZB（1988）[5]提出，他們認為可從有形性、可靠性、響應性、保證性和移情性五個方面對服務質量感知進行測量。服務質量感知三要素模型則由Rust 和Oliver（1994）[6]提出，認為服務質量感知應由服務產品、服務傳遞和服務環(huán)境三要素構成。雖然SERVQUAL 模型已更加廣泛被采用，但就夜市服務特點而言，三要素模型則更適合夜市服務質量感知的研究。在夜市消費情境下，夜市服務產品對應于顧客在夜市接受美食、娛樂與購物等服務后感受到的輕松、自在和愉悅；夜市服務傳遞對應于顧客在接受夜市服務過程中體驗到的好客、親近和煙火氣；夜市服務環(huán)境則對應于夜市經營方依據地方文化特色以及將傳統(tǒng)與現代結合等方式對夜市消費場景的打造。

幸福感是個體在生存與發(fā)展的需求得到滿足后形成的一系列欣喜與快樂的主觀狀態(tài)。[7]由于幸福感主要聚焦人們的生活狀態(tài)與結果，導致其無法詮釋個體追求幸福的方向與過程。針對這個問題，Peterson 等（2005）[8]提出了幸福動機的概念，認為幸福動機是個體始終追求的某種狀態(tài)或希望獲取的某個有價值的目標，體現了個體的價值取向，并將幸福動機分為享樂幸福動機和意義幸福動機兩個維度。其中，享樂幸福動機是指個體追求當下能創(chuàng)造積極情感和愉悅體驗的活動；意義幸福動機是指個體追求更長遠和更廣闊的與成長、敬畏和啟發(fā)等相關的活動。夜市消費情境下的幸福動機也能被分為享樂幸福動機和意義幸福動機。享樂幸福動機的城市居民追求夜市服務帶來的即時身心愉悅，他們關注夜市服務能否滿足其感官上的體驗與刺激，幫助其緩解工作生活壓力和放松身心；意義幸福動機的城市居民追求夜市服務帶來的意義感，他們關注夜市服務能否滿足其理性的社會交往和自我提升需要，增長自己的生活意義感和個人潛能。服務質量感知被視為幸福動機形成的重要影響因素，張躍先等（2017）[9]研究發(fā)現，由服務人員和其他顧客構成的人際因素以及產品和服務氛圍構成的非人際因素對消費者幸福感有驅動作用。不論是何種夜市服務質量感知，城市居民都會依據所追求的狀態(tài)是否得到滿足、個人價值是否實現等夜市服務體驗評價，形成不同內容或水平的幸福動機?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

H1：服務質量感知對幸福動機有顯著正向影響。

（二）幸福動機與再次消費意愿

動機被認為對再次消費意愿的形成有較強解釋作用。趙雪祥和駱培聰（2018）[10]指出，消費者是否具有重游意愿關鍵在于其動機，且通過實證研究發(fā)現旅游動機對重游意愿有顯著正向影響。幸福動機同樣能促進再次消費意愿的產生。張愛萍和王晨光（2018）[11]研究發(fā)現，享樂幸福動機和意義幸福動機都會引導消費者在對應的方向上花費更多的時間和精力，以提升其價值主張的水平，并會通過后續(xù)消費等方式與企業(yè)價值主張建立更深層次的聯系。夜市消費情境下，幸福動機可以被認為是城市居民正式接受夜市服務的開始，對夜市再次消費意愿有著重要的影響。享樂幸福動機的城市居民會為了由夜市美食、娛樂等服務體驗獲得更多的感官、聯想和情緒上的愉悅感而決定采取更多的后續(xù)消費行為。城市居民的享樂幸福動機越強，由夜市服務體驗形成的愉悅感就越容易被喚起，再次前往夜市消費的意愿也就越容易產生。意義幸福動機的城市居民則會為了由夜市提供的社交與學習類服務持續(xù)促進個人成長與發(fā)展而選擇再次前往夜市消費。呂國慶和周琰（2021）[12]研究發(fā)現，意義幸福動機對幸福感預測有顯著正向影響，指出意義幸福動機個體希望通過彰顯自我價值或與他人建立聯系來持續(xù)增強幸福感。由此可見，城市居民的意義幸福動機越強，就越愿意通過夜市提供的社交與學習類服務來提升自我，也更愿意再次前往夜市進行消費?；谝陨戏治?，提出如下假設：

H2：幸福動機對再次消費意愿有顯著正向影響。

（三）幸福動機的中介作用

由前文關于服務質量感知對幸福動機影響和幸福動機對再次消費意愿影響的假設可以推測，服務質量感知、幸福動機和再次消費意愿之間可能存在相互作用關系。由S-O-R 理論可知，城市居民在感知夜市服務質量后，會對感知到的服務質量內容進行內在的心理加工，如服務質量滿足其所追求的愉悅狀態(tài)或促進個人價值提升的程度越高，則幸福動機就越強，夜市再次消費意愿也就越高。因此，幸福動機在夜市服務質量感知對城市居民再次消費意愿的影響中發(fā)揮中介作用。這種中介作用主要表現為：（1）夜市服務質量感知能夠激活城市居民的愉悅感或意義感，從而增強城市居民的幸福動機；（2）因夜市服務質量感知建立起來的幸福動機會提升城市居民的再次消費意愿?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

H3：幸福動機在服務質量感知和再次消費意愿間有顯著中介作用。

（四）心理資本的調節(jié)作用

心理資本體現了個體積極的心理狀態(tài)，是個體保持積極向上和戰(zhàn)勝挑戰(zhàn)的重要內在動力，被認為是一種能影響個體體驗產品或服務時內在心理活動過程的人格特征變量。[13]由于心理資本主要聚焦于個體內在的狀態(tài)與成長，使得擁有強心理資本的個體會更關注能讓自身保持積極狀態(tài)的內在要素，而忽略外界要素對自己的作用與影響。駱紫薇和陳斯允（2018）[14]研究發(fā)現，心理資本在社會支持對消費者權力感知的影響中發(fā)揮負向調節(jié)作用，指出強心理資本的消費者擁有高水平的內向聚焦力，更依賴于借由自己內在的調節(jié)來協調自身與外界的關系，這就使得其對屬于外界要素的社會支持刺激反應更弱，更難由外界要素的作用形成補償性消費。在夜市消費情境下，不同心理資本的城市居民即使擁有相同的夜市服務質量感知，他們的幸福動機內容與水平也是存在差異的。雖然夜市消費被認為可以幫助城市居民緩解和釋放工作壓力，但強心理資本的城市居民更偏向于在夜間通過自我開導和暗示的方式來疏導所面對的壓力以使自己愉悅和提升，這讓夜市服務質量對他們而言并不重要，也不會將夜市服務質量視作再次前往夜市消費的重要外部線索，而對于弱心理資本的城市居民則正好相反?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

圖 研究的概念模型

H4：心理資本在服務質量感知對幸福動機的影響中有負向調節(jié)作用。

三、研究設計

（一）研究樣本與數據采集

采用問卷星網絡調研平臺進行問卷的發(fā)放。為了提升采集數據的質量，在對主要變量進行調查前，設置了夜市消費經歷的背景調查題項，要求被調查對象從提供的北京王府井、南京夫子廟、武漢戶部巷等31 個全國知名夜市中，按照各自的消費經歷選出或自填出印象最深刻的夜市作為變量調查的參照對象。2021 年3 月28 日-4 月11 日，隨機發(fā)放并回收問卷280 份，剔除時間過短、結果重復過多等無效問卷后，有效問卷為272分，問卷有效率為97.14%。其中，男性為127 人，占46.69%；女性為145 人，占53.31%。年齡18 歲-30 歲為121人，占44.49%；31 歲-50 歲為95 人，占34.93%。收入1000 元以下為49 人，占18.01%；1000 元-2999 元為42人，占15.44%；3000 元-4999 元為81 人，占29.78%；5000 元以上為100 人，占36.76%。

（二）變量測量

為了保證變量測量的有效性，本文變量的測量主要選用國內外運用較多且信度和效度較高的已有成熟量表，所采用的測量量表如表1 所示。變量的測量均采用李克特7 點法進行打分，1 表示“非常不同意”，7 表示“非常同意”。夜市服務質量感知的量表借鑒文吉和曾婷婷（2011）[15]的研究成果，其中夜市服務產品包括4 個題項，如“該夜市有體現當地特色文化的產品或服務”等，Cronbach’s α 值為0.890；夜市服務傳遞包括3 個題項，如“該夜市提供熱情好客和接地氣的服務”等，Cronbach’s α 值為0.892；夜市服務環(huán)境包括4 個題項，如“該夜市的煙火氣濃厚”等，Cronbach’s α 值為0.906。幸福動機的量表借鑒張愛萍和王晨光（2018）的研究成果[11]，其中享樂幸福動機包括4 個題項，如“在該夜市可以獲得愉悅的消費體驗”等，Cronbach’s α 值為0.917；意義幸福動機包括4 個題項，如“該夜市提供的社交環(huán)境吸引我前往消費”等，Cronbach’s α 值為0.921。心理資本的量表借鑒Lorenz 等（2016）[16]的研究成果，包括12 個題項，如“我覺得生活是美好的”等，Cronbach’s α 值為0.956。再次消費意愿的量表借鑒Dodds 等（1991）[17]的研究成果，包括3 個題項，如“如果下次晚間外出消費，我會第一時間選擇去該夜市”等，Cronbach’s α 值為0.886。此外，考慮到被調查對象的性別、年齡、收入和職業(yè)等人口統(tǒng)計變量會對夜市服務質量感知與城市居民再次消費意愿之間的關系造成影響，因此，這些變量在實證分析中將會被作為控制變量。

表1 本文采用的測量量表

四、數據與實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計與相關性分析

利用收集到的有效數據對變量的標準差、均值以及各變量間的相關系數進行分析，結果如表2 所示。夜市服務產品（β=0.554，P＜0.001）、夜市服務傳遞（β=0.625，P＜0.001）和夜市服務環(huán)境（β=0.593，P＜0.001）與享樂幸福動機呈顯著正相關關系；夜市服務產品（β=0.508，P＜0.001）、夜市服務傳遞（β=0.582，P＜0.001）和夜市服務環(huán)境（β=0.502，P＜0.001）與意義幸福動機呈顯著正相關關系；享樂幸福動機（β=0.611，P＜0.001）和意義幸福動機（β=0.627，P＜0.001）與夜市再次消費意愿呈顯著正相關關系。相關性分析結果初步支持了前述變量間直接作用的假設。

表2 變量的均值、標準差與相關系數

（二）驗證性因子分析

通過驗證性因子分析對夜市服務質量感知、幸福動機、心理資本和再次消費意愿之間的區(qū)別效度進行檢驗，結果如表3 所示。通過對7 個模型的擬合度指標進行比較可以發(fā)現，七因子模型相較于其它6 個模式而言，模型的擬合度水平最優(yōu)（χ2=1930.703，df=506，χ2/df=3.816，NFI=0.799，IFI=0.843，TLI=0.825，CFI=0.842，RMSEA=0.102），驗證性因子分析的結果表明，本文變量之間具有較好的區(qū)別效度。

表3 驗證性因子分析結果

（三）假設檢驗

1.主效應與中介效應檢驗

利用回歸分析對主效應進行檢驗，結果如表4 所示。由模型2 可知，夜市服務產品（β=0.194，P＜0.01）、夜市服務傳遞（β=0.352，P＜0.001）和夜市服務環(huán)境（β=0.294，P＜0.001）對享樂幸福動機均有顯著正向影響；由模型4 可知，夜市服務產品（β=0.147，P＜0.05）、夜市服務傳遞（β=0.267，P＜0.001）和夜市服務環(huán)境（β=0.159，P＜0.05）對意義幸福動機均有顯著正向影響。由此，假設1 成立。由模型6 和模型8 可知，享樂幸福動機（β=0.465，P＜0.001）和意義幸福動機（β=0.469，P＜0.001）對再次消費意愿有顯著正向影響。由此，假設2 成立。

運用分步回歸法對享樂幸福動機和意義幸福動機的中介作用進行檢驗。假設1 和假設2 的檢驗支持了中介作用存在的前兩個條件。由模型7 可知，當夜市服務產品、夜市服務傳遞、夜市服務環(huán)境和享樂幸福動機同時對再次消費意愿進行回歸時，享樂幸福動機（β=0.130，P＜0.05）對再次消費意愿有顯著正向影響且系數值有明顯下降（0.130＜0.465）?？梢?，享樂幸福動機在夜市服務質量感知對再次消費意愿的影響中發(fā)揮部分中介作用。由模型9 可知，當夜市服務產品、夜市服務傳遞、夜市服務環(huán)境和意義幸福動機同時對再次消費意愿進行回歸時，意義幸福動機（β=0.214，P＜0.001）對再次消費意愿有顯著正向影響且系數值有明顯下降（0.214＜0.469）?？梢?，意義幸福動機在夜市服務質量感知對再次消費意愿的影響中發(fā)揮部分中介作用。由此，假設3 成立。

2.調節(jié)效應檢驗

采用分步回歸分析法對心理資本的調節(jié)作用進行檢驗，結果如表5 所示。在檢驗前先對各變量進行了中心化處理，以享樂幸福動機為因變量進行回歸分析發(fā)現，夜市服務產品×心理指標（β=-0.224，P＜0.01）、夜市服務傳遞×心理資本（β=-0.364，P＜0.001）、夜市服務環(huán)境×心理資本（β=-0.281，P＜0.001），均對享樂幸福動機有顯著負向影響?？梢姡睦碣Y本分別負向調節(jié)夜市服務產品、夜市服務傳遞和夜市服務環(huán)境與享樂幸福動機的關系。以意義幸福動機為因變量進行回歸發(fā)現，夜市服務產品×心理指標（β=-0.131，P＜0.05）、夜市服務環(huán)境×心理資本（β=-0.134，P＜0.01），均對意義幸福動機有顯著負向影響，而夜市服務傳遞×心理資本（β=-0.150，ns）的影響不顯著?？梢?，心理資本分別負向調節(jié)夜市服務產品和夜市服務環(huán)境與意義幸福動機的關系。因此，假設4部分成立。

表5 調節(jié)效應檢驗結果

五、研究結論與管理啟示

（一）研究結論

1.夜市服務質量感知對城市居民幸福動機有顯著正向影響。夜市服務產品、夜市服務傳遞和夜市服務環(huán)境分別對城市居民享樂幸福動機與意義幸福動機都有顯著正向影響，且夜市服務傳遞對兩者的影響系數均最大?？梢?，對于追求高品質生活的城市居民而言，日益趨同的夜市服務產品和夜市服務環(huán)境不能再被簡單地視作啟動幸福動機的服務質量引擎，對夜市服務傳遞的感知已成為城市居民幸福動機觸發(fā)的重要夜市服務質量的線索。夜市的熱情好客、服務響應、“溫暖”人際交往等服務傳遞構成了城市居民服務質量感知的關鍵內容。

2.城市居民幸福動機對夜市再次消費意愿有顯著正向影響。城市居民享樂幸福動機和意義幸福動機均對夜市再次消費意愿有顯著正向影響，且兩者對夜市再次消費意愿的影響系數基本相同。夜市不僅提供了放松娛樂的場所，還提供了交流學習的平臺，較均衡地滿足了城市居民對夜市多元化的消費需求。品嘗美食、休閑購物、文化場所參觀、24 小時書店和藝劇院線等能帶來享樂與學習體驗的夜市消費業(yè)態(tài)的進一步深度交融，會使夜市文旅商融合成為激發(fā)城市居民幸福動機和吸引他們再次前往消費的主要夜市亮點。

3.城市居民幸福動機在夜市服務質量感知與夜市再次消費意愿間發(fā)揮部分中介作用。夜市服務產品、夜市服務傳遞和夜市服務環(huán)境經過幸福動機對城市居民夜市再次消費意愿產生影響，說明在三者對城市居民夜市再次消費意愿的影響中，有一部分來自于夜市服務質量啟動的幸福動機刺激了城市居民的夜市再次消費意愿。豐富與高品質的夜市服務產品、接地氣與熱情的夜市服務傳遞、地域文化特色突出的夜市服務環(huán)境，能讓城市居民在體驗高質量夜市服務的基礎上不斷滿足其對美好幸福生活的需求，持續(xù)為居民前往夜市消費意愿注入新的活力。

4.心理資本負向調節(jié)夜市服務質量感知對城市居民幸福動機的影響，但對夜市服務傳遞與意義幸福動機關系的調節(jié)作用不顯著。心理資本的負向調節(jié)作用表明城市居民的心理資本越低，夜市服務質量感知對幸福動機的正向影響作用就越強。這驗證了駱紫薇和陳斯允（2018）提出的“個體心理資本越低，就越關注外界環(huán)境，也越容易被外界環(huán)境影響”的研究論斷[14]。心理資本對夜市服務傳遞與意義幸福動機關系的調節(jié)作用不顯著，可能是因為夜市服務傳遞的熱情好客與“溫柔”互動相較于夜市服務產品和服務環(huán)境，更能增強城市居民對夜市的情感與在夜市社會交往與自我提升的認同，進而弱化強心理資本城市居民的內傾性。

（二）管理啟示

1.在提升夜市服務產品品質和優(yōu)化夜市服務環(huán)境的同時，營造熱情好客的形象。城市居民對夜市服務質量的感知源于對夜市服務產品、夜市服務傳遞和夜市服務環(huán)境三個方面的評價，其中夜市服務傳遞的權重最大。夜市服務產品品質提升和夜市服務環(huán)境的打造，要在防止同質化的同時，結合當地文化品位塑造和提供特色化、差異化的產品與場景。夜市經營方和管理方也應共同努力，不斷提升服務與管理能力和水平，營造一個能向城市居民傳遞煙火氣和熱情好客的有溫度的夜市消費環(huán)境。

2.在優(yōu)化享樂型和意義型夜市服務的基礎上，促進夜市文旅商的深度融合。享樂型和意義型服務是城市居民夜市消費的主要內容，但以往兩者分離的單一夜市消費業(yè)態(tài)已無法滿足城市居民對美好幸福生活的需要，同時具備享樂與意義屬性，成為提升夜市整體吸引力的基本要求。夜市經營管理者可結合地方文化特色和夜市區(qū)位優(yōu)勢，將吃、買、逛、玩與賞、學、感、悟結合，突破傳統(tǒng)夜市產品品類單一和功能區(qū)隔的障礙，讓城市居民在玩樂的同時能夠有所收獲和提升，實現夜市多業(yè)態(tài)的有效組合，打造夜市文旅商一站式消費綜合體與聚集區(qū)。

3.突出夜市社會性和情感性體驗價值，增強城市居民與夜市的情感聯結。對于高心理資本的城市居民，夜市經營管理者應重點圍繞夜市的“互動性和自我提升性”進行宣傳和推廣，向其傳遞夜市消費所能帶來的社會性與情感性體驗價值，幫助其認識夜市消費在平衡自我與外界沖突方面的突出作用，進而使他們將夜市消費與放松、樂觀等緊密聯系在一起，改變對夜市的刻板印象。除了向城市居民傳遞夜市消費的優(yōu)勢信息外，還應持續(xù)加強與其溝通交流，實現夜市經營主體與城市居民間的夜市價值共創(chuàng)，建立起更加緊密的情感聯結。