服務(wù)交互質(zhì)量對消費者品牌態(tài)度的影響機制研究

摘要：文章基于保險行業(yè)進行了實證分析，結(jié)果表明，服務(wù)交互質(zhì)量通過對認知品牌態(tài)度和情感品牌態(tài)度的影響，最終對消費者行為意向產(chǎn)生作用。其中，人際交互質(zhì)量對于認知和情感品牌態(tài)度的影響同等重要，而非人際交互質(zhì)量對認知品牌態(tài)度的影響更大。

關(guān)鍵詞：服務(wù)交互質(zhì)量；品牌態(tài)度；行為意向

一、 引言

目前對于服務(wù)交互過程的研究多集中在明確交互的概念、互動的層次和機制、人際互動的作用以及價值創(chuàng)新的意義等方面（Surprenant Solomon，1987；Shostack，1985；范秀成，1999；白長虹，2002），并沒有較多引入品牌層面。綜上，本研究擬探討服務(wù)交互質(zhì)量與消費者品牌態(tài)度的關(guān)系，進而結(jié)合企業(yè)實際，提出相關(guān)的管理建議，具有一定的理論價值和實際意義。

二、 文獻回顧、研究假設(shè)與理論模型

1. 理論基礎(chǔ)。

（1）服務(wù)交互質(zhì)量。Shostack（1985）最早使用了“服務(wù)交互質(zhì)量”的概念，用來指廣泛的“顧客與服務(wù)企業(yè)的直接交互”，既包括顧客服務(wù)人員的交互，也包括顧客與設(shè)備和其他有形物的交互。范秀成（1999）指出過程性是服務(wù)最為核心的基本特性，交互質(zhì)量是服務(wù)質(zhì)量的關(guān)鍵要素，在顧客缺乏知識和經(jīng)驗或各企業(yè)之間在結(jié)果質(zhì)量方面相差無幾時，交互質(zhì)量甚至是顧客評價總體服務(wù)質(zhì)量的唯一重要因素。Johnston和Lyth（1989）將赫茲伯格的雙因素理論中的概念引入服務(wù)質(zhì)量研究領(lǐng)域，指出，交互過程質(zhì)量類似于激勵因素，它的改進對提高顧客滿意度效果顯著。臺灣學(xué)者詹貞儀（2002）在前人學(xué)者基礎(chǔ)上，針對內(nèi)部管理和關(guān)系質(zhì)量相關(guān)性，將互動質(zhì)量定義為衡量顧客與員工在服務(wù)接觸過程中知覺的服務(wù)優(yōu)劣程度。綜上，服務(wù)交互質(zhì)量可以理解為衡量顧客在與員工和企業(yè)的服務(wù)接觸過程中感知到服務(wù)優(yōu)劣程度，是在服務(wù)過程中服務(wù)提供者與顧客之間發(fā)生相互交往及互動行為的效果。

在服務(wù)交互質(zhì)量的構(gòu)成維度上，Lehtinen（1982）認為，互動主要是發(fā)生在服務(wù)傳遞的過程中，服務(wù)接觸次數(shù)并非限于一次，可能是多次的服務(wù)接觸經(jīng)驗積累形成對互動過程質(zhì)量的衡量，故交互質(zhì)量主要建立在與員工間的互動過程的評估上。Bitner（1990）強調(diào)顧客與整個服務(wù)系統(tǒng)的互動，包括人員服務(wù)、實體設(shè)施與其它有形因素，跳出了限于和服務(wù)提供人員的單方面接觸。范秀成（1999）將服務(wù)交互過程的各個作用方面進行整合，可以得到擴展的服務(wù)交互模型，服務(wù)交互既包括顧客與服務(wù)人員的人際交往，也包括顧客與系統(tǒng)，與設(shè)備以及其它有形物的交互。綜合不同的觀點，從顧客角度判斷的接觸實體或互動主體而言，基本上可以分為兩大類，即人員與非人員。其中非人員主要包括實體環(huán)境相關(guān)要素以及服務(wù)人員的有形化展現(xiàn)。因此，本研究將互動質(zhì)量分為人際互動質(zhì)量與非人際互動質(zhì)量。

（2）消費者品牌態(tài)度。態(tài)度是源于社會心理學(xué)的一個重要概念。最基本的定義是一種對某個特定實體的評價中反映評價人好感程度的心理傾向（Eagly Chaiken， 1993）。品牌態(tài)度反映了消費者對于某個品牌的心理狀態(tài)，Ajzen和Fishbein（1980）認為品牌態(tài)度是消費者對某個品牌心理上持有的一種持久性的喜歡或不喜歡的反應(yīng)傾向，Wilkie（1990）認為品牌態(tài)度是消費者對一個品牌的整體性評價。雖然品牌態(tài)度可以作為一個整體性概念來看待，但很多學(xué)者認為品牌態(tài)度使用分向度的概念更加準確。Fishbein和Ajzen（1975）提出態(tài)度包含兩個維度，一個是對標的物的信念，即對于標的物所擁有的屬性的主觀認識，屬于認知的范疇；另一個是對標的物的整體感覺，即對于全部信念的整體評價，屬于情感的范疇。Keller（1998）認同F(xiàn)ishbein和Ajzen的看法，指出品牌態(tài)度是消費者對于某品牌持有的突出信念與對這些信念的評價之綜合。Freedman、Sears和Carlsmith（1978）還進一步指出為了更加詳盡的反映人的心理變化，態(tài)度還應(yīng)該包括消費者想要采用的行為傾向。因此，消費者品牌態(tài)度可以分為三個部分：認知態(tài)度、情感態(tài)度和行為意向。

2. 研究假設(shè)與理論模型。

（1）人際交互質(zhì)量與品牌態(tài)度。Berry（2000）認為，在勞動力密集的服務(wù)行業(yè)品牌構(gòu)建活動中，人員的表現(xiàn)比機器的性能扮演著更重要的角色。員工與顧客之間良好的互動質(zhì)量有助于降低顧客不確定性的疑惑，提高顧客對公司的信任，延續(xù)并提升關(guān)系質(zhì)量（詹貞儀，2002）。藉由提升服務(wù)中的人際互動水平，增加服務(wù)員工所收集的顧客相關(guān)需求的信息和隱藏在顧客行為中的線索（Bettencourt Gwi-nner，1996），從而提高顧客的感知價值，提升顧客對企業(yè)的信賴感。當顧客與服務(wù)員工之間的互動越頻繁越深入，越容易建立社會聯(lián)結(jié)，而透過社會聯(lián)結(jié)可以降低或消除對關(guān)系伙伴的疑慮（Bendapudi Berry，1997），進而形成對公司的品牌態(tài)度。簡競宇（2004）在其對服務(wù)接觸對顧客關(guān)系的研究中也表明人際互動的增加和服務(wù)接觸程度的提高都會提升顧客的信心利益。因此，服務(wù)員工所表現(xiàn)出來的服務(wù)主動性一方面體現(xiàn)了品牌主動善意的關(guān)懷，是品牌情感信任重要因素，另一方面，服務(wù)員工滿足顧客需求，即使再忙也不忽略顧客要求的努力，表現(xiàn)出了品牌的競爭能力，增強了顧客對品牌的信賴。據(jù)此，我們提出假設(shè)：

H1：人際溝通對于消費者的認知品牌態(tài)度具有顯著的正向影響；

H2：人際溝通對于消費者的情感品牌態(tài)度具有顯著的正向影響；

（2）非人際交互質(zhì)量與品牌態(tài)度。非人員互動主要包括有形化的物質(zhì)設(shè)施、儀器設(shè)備、溝通宣傳品與人員的外表（Parasur-aman et al.，1988）、裝潢布置、音樂、氣氛以及儀器設(shè)備等要素（Gronroos，1990；Bitner，1992），這些都已是學(xué)者研究證實的影響顧客感知的服務(wù)接觸質(zhì)量，影響顧客對公司及品牌信心與滿意的重要因素。其中，銷售人員的著裝等人員要素會影響顧客在第一認知上對所提供服務(wù)的專業(yè)性的判斷，從而影響著其對服務(wù)的信任感，而實體環(huán)境的要素，如設(shè)施布局、宣傳溝通物的一致性會對企業(yè)形象和品牌表現(xiàn)形成顧客情感上的認知，從而作用著顧客對品牌所表達的特征的信念。電腦等現(xiàn)代化設(shè)備、統(tǒng)一規(guī)范的表格單據(jù)則強調(diào)了提供良好服務(wù)，實現(xiàn)品牌承諾的能力，從而影響著顧客基于能力的品牌信任。由此，我們提出假設(shè)：

H3：非人際交互質(zhì)量對于消費者的認知品牌態(tài)度具有顯著的正向影響；

H4：非人際交互質(zhì)量對于消費者的情感品牌態(tài)度具有顯著的正向影響；

（3）認知品牌態(tài)度、情感品牌態(tài)度與行為意向。不少學(xué)者認為，認知態(tài)度是消費者對于標的物的信念，而情感態(tài)度是對這些信念的整體評價（Fishbein Ajzen，1975； Keller，1998），故認知態(tài)度為情感態(tài)度的形成提供了基礎(chǔ)。Rossiter等人（1991）指出沒有品牌認知，品牌評價就無法運轉(zhuǎn)，任何促進生成品牌評價所進行的品牌管理和創(chuàng)造性的努力也都是徒勞的。因此，我們提出假設(shè)：

H5：消費者的認知品牌態(tài)度對于情感品牌態(tài)度具有顯著的正向影響；

事實上，品牌溝通影響品牌態(tài)度的最終目的是引起消費者的行為反應(yīng)。一些學(xué)者認為，消費者的心理感受不僅影響到企業(yè)產(chǎn)品（服務(wù)）的持續(xù)購買，還會影響到口頭傳播行為（Bhattachary et al.，1995）。Pomerantz等人（1995）指出消費者的行為意向會和他們內(nèi)心的感受保持一致。Percy和Rossiter（1992）還強調(diào)認知態(tài)度和情感態(tài)度對行為意向的影響是不同的，前者引導(dǎo)消費者的行為傾向，而后者鼓舞和刺激行為傾向。因此，我們提出假設(shè)：

H6：消費者的認知品牌態(tài)度對于行為意向具有顯著的正向影響；

H7：消費者的情感品牌態(tài)度對于行為意向具有顯著的正向影響。

綜上所述，本研究構(gòu)建的理論模型如圖1所示，其中，人際和非人際交互質(zhì)量通過對消費者認知品牌態(tài)度和情感品牌態(tài)度的影響，最終對消費者行為意向產(chǎn)生作用。

三、 研究方法

1. 量表設(shè)計與數(shù)據(jù)收集。本研究根據(jù)Parasuraman 等（1985）、Bitner等（1990）、Crosby，Evans和Cowles（1990）、簡競宇（2004）、詹貞儀（2002）等相關(guān)文獻整理，針對保險行業(yè)背景，對人際互動質(zhì)量和非人際互動質(zhì)量發(fā)展測量問項。品牌態(tài)度的測量問項參考了Sheth、Mittal和Newman's（1999）、Oliver（1997）的研究，對于人際溝通和非人際溝通，在已有問項的基礎(chǔ)上我們結(jié)合對保險企業(yè)經(jīng)理人和顧客的訪談進行了修改。最終，我們獲得了23個問項的量表，見表1。量表采用的5級Likert量表，從“非常不同意”到“非常同意”。

本研究獲得了一家大型保險企業(yè)的支持，為了消除數(shù)據(jù)來源的集中性，我們選擇了在北京、上海、廣州、沈陽、成都、西安和武漢7個重要城市中所屬的7家市級分公司。這些分公司是相互獨立的，我們在每個城市分公司的顧客中隨機抽取了100個，共發(fā)放問卷700份。調(diào)研人員通過周密的培訓(xùn)，采用電話訪問的方式進行問卷調(diào)查。為了確保問卷的質(zhì)量，調(diào)查經(jīng)得被調(diào)查者同意且樂意合作的情況下才進行，最后，共獲得有效問卷508份，有效回收率為72.57%。

2. 樣本描述。從問卷的描述性統(tǒng)計來看，女性352人，男性156人，以女性居多；在年齡上，集中在22歲～55歲間，其中，20歲～40歲間最多，占56.6%；在受教育程度上，以大專以上學(xué)歷為主，大專占33.6%，大本及以上占20.8%；在樣本地區(qū)分布上，北京占16％，上海占13％，廣州占13.8%，沈陽占15.8%，成都占13.2%，武漢占13.2%，西安占15%。此外，樣本涵蓋了不同購買年限的個人客戶，其中1年～5年和5年～10年的顧客分別占到46.4%和41.8%。

四、 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

1. 信度分析與探索性因子分析。本研究首先對問卷進行信度分析，通過采用內(nèi)部一致法檢驗量表的信度。所有變量的Cronbach?琢系數(shù)均大于0.85，表明本研究中的量表有較好的內(nèi)部一致性信度。

接下來，運用KMO值和Bartlett球體檢驗，驗證所構(gòu)建的變量是否適合做因子分析。結(jié)果顯示，KMO系數(shù)為0.896，Barlett's值為804.224（p<0.000），通過球型檢驗，所有觀測變量可以進行因子分析。采用主成分分析法，以特征根1為標準來截取數(shù)據(jù)，并采用方差最大化正交旋轉(zhuǎn)，結(jié)果表明，共萃取出兩個因子，其特征值均大于1，分別對應(yīng)于人際交互質(zhì)量和非人際交互質(zhì)量兩個維度，兩個因子累積解釋變異量達到64.067%，絕大多數(shù)問項在所在維度的負載均超過0.5，只有兩個問項在兩個因子上載荷均較低，刪除不符合要求的兩個問項后，累計解釋方差得到提高，各因子載荷有所改進。

2. 驗證性因子分析（CFA）。我們對于修正后的測量模型進行驗證性的因子分析，CFA的結(jié)果如下表1所示，各個測量指標在其所在維度上都有較高的負載，在0.62～0.90之間，從驗證性因子分析的變量載荷來看，各個觀測變量在相應(yīng)的潛變量上的標準化載荷系數(shù)均在0.7以上，并小于1，而且全部通過了t檢驗，在P<0.001的水平上顯著，因子載荷的t值從18.20到25.72，這說明本研究的各變量具有充分的收斂效度。從模型的擬合水平上看，卡方/自由度=2.41，RMSEA為0.077，小于Gunderen、Heide等人（1996）和Reisinger、Turner（1999）所建議的0.08的標準。擬合參數(shù)NFI、NNFI、CFI、IFI、RFI分別為0.94、0.96、0.96、0.96、0.93，均大于或接近各項研究所建議的0.9，PNFI也超過0.79，PGFI為0.65，均在可接受的范圍。

3. 結(jié)構(gòu)方程模型及假設(shè)檢驗。從結(jié)構(gòu)模型的整體擬合指標來看，方差/自由度為3.67，一些學(xué)者指出只是消除了自由度的影響，而沒有消除樣本容量的影響，它的大小也不能準確反映模型的擬合效果，只能作為參考（侯杰泰等人，2004），因此我們要進一步觀察其他指標。標準化殘差均方根指數(shù)為0.04，遠遠小于0.08；擬合優(yōu)度指標GFI，AGFI均大于0.8；近似誤差均方根為0.82；相對擬合指數(shù)的指標NFI，NNFI均超過0.9；其他相對擬合指數(shù)IFI，CFI，RFI也均超過0.9。從分析結(jié)果可以看出，理論模型與樣本數(shù)據(jù)擬合較好，這表明理論模型的設(shè)定是可接受的。

反映各個潛變量之間結(jié)構(gòu)關(guān)系的標準化路徑系數(shù)和假設(shè)檢驗結(jié)果如表2所示，本研究中的H1～H5、H7都通過了統(tǒng)計檢驗，而H6未通過統(tǒng)計檢驗，被拒絕，即認知性態(tài)度對行為意向的影響不顯著。特別指出的是，根據(jù)標準化路徑系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)，人際交互質(zhì)量對于認知和情感品牌態(tài)度的影響同等重要，而非人際交互質(zhì)量對認知品牌態(tài)度的影響更大。

為了進一步加強理論模型的適應(yīng)性，我們將其與競爭模型進行了比較。通過制定其他的連接，繼續(xù)檢驗一系列從簡單到一般的模型。如果發(fā)現(xiàn)卡方值變化量與自由度變化量的比值顯著差異，且各項擬合指數(shù)較好，我們就接受更一般的模型，否則，我們就接受簡單的模型。例如，我們加入了一個新的連接，即人際交互質(zhì)量對消費者行為意向的影響，結(jié)果顯示卡方值與自由度變化甚微，且若干擬合指數(shù)不如原模型。因此，我們保留了原來的簡單模型。通過同樣的步驟檢驗了其他的備選模型，我們的理論模型沒有被拒絕。

五、 研究結(jié)論及管理建議

通過實證分析，本研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)交互質(zhì)量通過對認知品牌態(tài)度和情感品牌態(tài)度的影響，最終對消費者行為意向產(chǎn)生作用。其中，首先，非人際交互質(zhì)量對于認知性品牌態(tài)度的影響大于情感性品牌態(tài)度，這可能是由于有形展示溝通為無形的服務(wù)提供了有形化的線索，故消費者更傾向于通過有形展示溝通獲得服務(wù)的相關(guān)知識和信息。當消費者識別出產(chǎn)品屬性的一個或多個信息后，才會產(chǎn)生情感態(tài)度；第二，與非人際交互質(zhì)量不同，人際交互質(zhì)量對認知性和情感性品牌態(tài)度的影響基本相當，這說明人們在服務(wù)過程中既可以全面了解服務(wù)的相關(guān)資訊，同時，這種直接的面對面交流也更容易產(chǎn)生情感聯(lián)系；第三，在對消費者行為意向的影響上，情感性品牌態(tài)度起到了直接作用，而認知性品牌態(tài)度并沒有直接影響，這可以源于品牌認知幫助消費者建立品牌的喜好和信心，而品牌的喜好程度和信心強度才會對消費意愿和行為起到?jīng)Q定性的影響。

在企業(yè)的管理實踐中，本研究結(jié)果也具有指導(dǎo)意義。對于服務(wù)企業(yè)來說，在人際交互和非人際交互的使用上，要明確它們作用的重點。非人際交互的情感感化作用要小于認知作用，故企業(yè)需把本品牌相關(guān)的知識充分融入到服務(wù)環(huán)境的有形展示中，如整體布局、宣傳畫、業(yè)務(wù)單據(jù)、服務(wù)設(shè)施鞥，使消費者對于品牌都具有較為客觀的、正確的認識和評價。而在人際交互的利用上，情感聯(lián)系和認知思考要并重，既要使消費者獲得足夠的知識和信息，又要讓消費者在與員工的互動交流中獲得直接的情感需要，提高偏好和購買信心。因此，服務(wù)企業(yè)需要在內(nèi)部營銷上下大力度，通過培訓(xùn)讓員工對于企業(yè)品牌知識充分的了解和掌握，并具備溝通的技巧和能力，同時在日常工作中就讓員工獲得足夠的企業(yè)認同感，這樣才能在工作中真正起到預(yù)期效果。

本研究的局限性主要有兩個方面：一是調(diào)研對象行業(yè)局限于保險行業(yè)，實證結(jié)果是否同樣適用于其他行業(yè)有待于進一步深入的分析；二是本研究著重分析了人際和非人際交互質(zhì)量對于消費者品牌態(tài)度影響的途徑和區(qū)別，在后續(xù)研究中可以對服務(wù)交互質(zhì)量從其他屬性進行劃分來深入探討。

參考文獻：

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重點項目：中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項目（項目號：NKZXB10111）。

作者簡介：邱瑋，南開大學(xué)旅游與服務(wù)學(xué)院講師，博士。

收稿日期：2012-06-27。