繆梨華， 朱立冬

(安徽師范大學 經濟管理學院， 安徽 蕪湖 241000)

0 引言

隨著技術的不斷發(fā)展， 互聯網逐漸改變了消費者的消費形式. 從2016年開始， 酒店經營模式不斷轉變， 共享住宿、 智慧酒店成為酒店未來的發(fā)展趨勢[1]. 相較于消費者被動接受， 本研究更傾向于從動機角度探究消費者是否愿意主動采納自助服務. 2020年1月底新冠疫情開始在整個中國蔓延， 中國飯店協會發(fā)布的《新冠疫情對中國住宿行業(yè)的影響與趨勢報告》數據顯示， 2020年1～2月期間僅有27%的酒店繼續(xù)營業(yè)， 73%的酒店停業(yè)止損[2]. 針對消費者疫后消費意愿的轉變， 酒店應如何應對？

感知控制的增強會對消費者產生積極影響[3]， 感知控制也是服務接觸中人際互動、 環(huán)境互動質量的關鍵因素[4]. 基于自我決定理論， 感知控制利于消費者動機內部化， 將購買活動歸因于自我控制的結果， 產生心理承諾[5]. 本研究揭示消費者自助服務意愿的影響機制， 為自助服務意愿研究提供借鑒和參考.

1 模型構建

1.1 構建背景

目前， 在主流的信息技術接受理論模型中， 理性行為理論(TRA)、 信息接受模型(TAM)、 計劃行為理論(TPB)以及解構計劃行為理論(DTPB)等模型都得到了廣泛應用. 學者們在系統比較了TAM、 TPB及DTPB后得出， DTPB模型關于信息技術接受的解釋能力在三者中是最高的[6]. 因此， 本文結合DTPB模型提出消費者自助服務意愿模型， 如圖1所示.

圖1 消費者自助服務意愿模型

1.2 模型假設

1.2.1 感知因素與自助服務意愿的關系

本研究將感知擁擠定義為由單位面積人口密度大導致的個體受約束的狀態(tài)， 并會伴隨著消費者焦慮等主觀情緒的產生[7]， 并認為感知擁擠會降低自助服務采納. DTPB模型驗證了便利條件對于自助服務的正向作用， 本研究認為便利程度作為一種客觀因素會影響消費者自助服務的采納. 高時間壓力會降低不同歸因風格的消費者的購買決策意愿[8]， 本研究認為時間壓力負向影響自助服務意愿. 酒店入住屬于隱私行為， 本研究將感知風險納入自助服務意愿的影響因素進行研究. 因此提出以下假設：

H1: 在自助服務體驗中， 感知擁擠度與自助服務意愿負相關.

H2: 在自助服務體驗中， 便利度與自助服務意愿正相關.

H3: 在自助服務體驗中， 時間壓力與自助服務意愿負相關.

H4: 在自助服務體驗中， 感知風險與自助服務意愿負相關.

1.2.2 外部情境因素與感知控制的關系

感知擁擠中的環(huán)境擁擠會對所處情境產生消極情緒及負面評價[9]， 當擁擠度超出一定限度時會不利于積極態(tài)度的形成[10]. 基于社會認知理論， 過度擁擠的環(huán)境會使顧客產生社會焦慮， 尤其是對新設備初次使用或已有用戶恢復使用這樣的情況[11]. 當消費者感知到自助服務的便利度， 認可其獲取產品或服務的進程得到簡化和加速， 消費者會更愿意同企業(yè)建立快速關系[12]. 顧客對企業(yè)產生積極情感， 會增強消費者自助服務信心. 因此提出以下假設：

H5：在自助服務體驗中， 消費者感知到的環(huán)境擁擠度與感知控制負相關.

H6：在自助服務體驗中， 消費者感知到的便利度與感知控制正相關.

1.2.3 消費者內部因素與感知控制的關系

當服務柜臺等待時間過長時， 消費者更傾向于自助服務[13]. 本研究認為， 感知時間壓力可能會導致焦慮， 不利于消費者規(guī)劃時間， 降低對時間的控制感. 感知風險產生于對購買商品的不確定性和不良后果的感知. 在酒店入住過程中， 私人信息的披露、 消費價格的非透明性等等都會影響消費者對于風險的感知[14]. 此外， 風險感知會降低滿意度， 進而影響到消費者行為意向及實際行為[15]. 因此提出以下假設：

H7：在自助服務體驗中， 消費者感知時間壓力與感知控制負相關.

H8：在自助服務體驗中， 消費者感知風險與感知控制負相關.

1.2.4 感知控制與自助服務意愿的關系

當個體認為對事務的過程及結果擁有絕對的控制權時， 會產生過于樂觀的心理偏差：對自身控制能力過分夸大且低估完成該事務的實際難度， 這種樂觀的心理偏差會使得消費者接納自助服務[16]. 基于規(guī)避理論， 當消費者認為周圍環(huán)境受到限制時， 會產生心理和行為退縮[9]. 基于歸因理論， 消費者感知控制的缺失會帶來負面情緒， 并將此情形歸因于自助服務. 因此提出以下假設：

H9：消費者感知控制與自助服務意愿正相關.

1.2.5 感知控制的中介作用

提高消費者感知控制水平有利于自助服務意愿的提高. 消費者在使用自助服務過程中， 環(huán)境擁擠、 時間壓力、 風險感知、 便利程度都會影響感知控制， 進而對自助服務采納產生影響. 本研究假設感知控制產生部分中介作用. 因此提出以下假設：

H10：感知控制在感知因素對自助意愿影響中存在中介作用.

H10a：感知控制在環(huán)境擁擠度對自助服務意愿影響中存在中介作用.

H10b：感知控制在便利度對自助服務意愿影響中存在中介作用.

H10c：感知控制在時間壓力對自助服務意愿影響中存在中介作用.

H10d：感知控制在感知風險對自助服務意愿影響中存在中介作用.

1.2.6 消費者異質性的調節(jié)作用

男性在技術采納方面產生更多的興趣且抱有更積極的態(tài)度， 女性在新技術的使用方面對于是否掌握所有信息以及情況的掌控程度更為敏感[17]. 年長的人似乎更容易由于感知控制水平的提高而產生對于新技術采用的積極態(tài)度. 年輕的消費者自助服務意愿初始值較高， 而年長的人學習能力較弱， 外在資源的支持顯得更加重要. 收入是阻礙消費者意愿和行為的因素， 收入水平更高的消費者似乎更愿意采納自助服務. 本研究選取了人口學特征中的性別、 年齡、 收入水平作為調節(jié)變量， 提出以下假設：

H11：年齡在感知控制與自助服務的影響中存在調節(jié)作用.

H11a：年齡正向調節(jié)感知控制對自助服務意愿的影響.

H12：收入水平在感知控制與自助服務意愿的影響中存在調節(jié)關系.

H12a：收入水平正向調節(jié)感知控制對自助服務意愿的影響.

H13：性別在感知控制與自助服務意愿的影響中存在調節(jié)關系.

H13a：相較于女性， 男性感知控制對自助服務意愿的影響更強.

2 研究設計與方法

2.1 問卷設計與分析方法

問卷中分為三部分， 分別為問卷說明， 樣本基本信息特征及量表題項. 本研究模型中的變量題項均來源于已研究的成熟量表， 并在此基礎上根據酒店自助服務的特點進行語言表達的調整. 研究采用李克特5級量表進行打分. 研究利用SPSS20.0及AMOS23.0進行量表的信效度、 直接效應、 間接效應及調節(jié)效應的分析.

2.2 數據收集

通過問卷星制作問卷， 線上發(fā)放. 問卷設置了篩選項， 對于入住過酒店或者知道酒店自助服務的消費者可直接進行問卷填寫， 反之則需仔細閱讀問卷說明信息后再填寫問卷. 歷時一個月， 共收集383份問卷， 刪除答案一致的無效問卷， 有效問卷共371份， 有效率達到97%. 樣本基本情況如下：男女比例為49∶51， 68%的消費者為35歲以下， 96%的消費者有過入住酒店的經驗， 28%的消費者為經常入住酒店人群. 因此， 樣本對象大致符合自助服務意愿研究對象.

3 實證結果與分析

3.1 信度和效度檢驗

信效度分析是檢驗樣本可靠性及問卷設計合理性的重要分析環(huán)節(jié). 其中量表信度的分析結果如表1所示. 本研究中六個變量的a系數均大于0.6， 基本符合標準. 組合信度(CR)均超過標準值0.6， 表明本研究各變量具有良好的內部一致性. 本研究也通過了探索性因子分析， 量表的KMO值為0.899且p<0.001， 表明該量表適合做因子分析. 通過主成分分析， 得出變量的測量題項的因子載荷系數均超過0.5， 符合檢驗標準， 表明測量題項具有良好的信度.

效度檢驗包括收斂效度檢驗和區(qū)分效度檢驗. 表1中各變量的平均方差提取值(AVE)的最小值大于0.6， 超過大于0.5的檢驗標準， 說明該量表的變量收斂效度較高. 表2中各變量間相關系數均小于該變量的AVE算術平方根， 說明該量表具有較好的區(qū)分效度. 基本通過效度檢驗.

表1 信度及收斂效度分析結果

表2 區(qū)分效度分析結果

3.2 模型擬合與假設檢驗

本研究通過Amos23.0對模型擬合度進行檢驗， 結果如表3所示. 本模型卡方自由度比值小于3且RMSEA小于0.08， 達到基本擬合標準，GFI、IFI、TLI、CFI值均大于0.9， 說明模型各擬合指標均符合研究要求. 因此， 可以進一步說明本模型整體擬合優(yōu)度較好.

表3 結構模型擬合優(yōu)度檢驗結果

(1)直接效應檢驗

本研究通過Amos23.0對模型假設H1～H5進行結構檢驗， 結果如表4所示. 便利度對消費者感知控制產生正向顯著影響(β=0.625，p<0.001)； 環(huán)境擁擠度(β=-0.600，p<0.001)、 時間壓力(β=-0.620，p<0.001)、 感知風險(β=-0.103，p<0.01)均對消費者感知控制產生負向顯著影響. 這表明消費者對酒店入住過程中的感知控制主要來自酒店入住過程中的便利程度， 酒店可以從擁擠程度和時間壓力感知入手去提高消費者感知控制水平， 促進消費者對酒店自助服務的使用. 因此， 假設H1～H5成立. 研究發(fā)現， 感知控制對自助服務意愿產生正向顯著影響(β=0.666，p<0.001).

表4 直接效應檢驗結果

(2)中介效應檢驗

本研究通過Boostrapping 法利用SPSS20.0中的process插件進行5 000次重復抽樣后， 得出表5中中介變量感知控制的間接效應估計值和95%置信區(qū)間. 結果顯示， (環(huán)境擁擠度→感知控制→自助服務意愿)(便利度→感知控制→自助服務意愿)(時間壓力→感知控制→自助服務意愿)間接效應估計值95%置信區(qū)間內不包括0， 說明中介效應顯著， 假設H10a～H10c成立. H10d的中介效應沒有通過bootstrap檢驗， 但利用sobel檢驗發(fā)現中介效應的結果是顯著的. 這說明感知控制在間接效應路徑中沒有起到中介作用， 感知風險會直接對自助服務意愿起負向影響. 研究假設H10d沒有得到驗證. 值得一提的是， 通過數據整理能發(fā)現， 同意感知風險存在的消費者僅占40%， 部分消費者貌似接受了技術信息產品的應用， 對于其帶來的信息隱私風險感知較弱. 這說明感知風險這一負向影響因子起到的作用逐漸減弱.

(3)調節(jié)效應檢驗

為了考察年齡、 性別、 收入水平的調節(jié)效應， 利用SPSS中process插件中的Model14對各調節(jié)變量進行檢驗， 結果見表6. 結果表明， 性別的調節(jié)效應顯著(B=-0.103，t= -1.376，p<0.05)， 假設H13得到支持. 年齡在感知控制和自助服務意愿間關系的調節(jié)效應顯著(B=-0.071，t=-2.102，p< 0.01)， 假設H11得到支持. 收入水平在感知控制和自助服務意愿間關系的調節(jié)效應顯著(B=-0.028，t= -1.001，p<0.05)， 假設H12得到支持. 調節(jié)效應的簡單斜率圖見圖2.

表6 調節(jié)效應檢驗結果

圖2 簡單斜率圖

從圖2可以看到， 隨著年齡的增長， 感知控制對自助服務意愿的正向作用減弱， 且斜率的絕對值小于低年齡組， 因此假設H11a不成立； 高收入組的斜率小于低收入組的斜率， 說明收入增長到一定程度之后， 正向的調節(jié)作用適當減弱， 但是依然會增強感知控制對自助服務意愿的正向作用， 因此假設H12a部分成立； 男性組的斜率大于女性組的斜率， 說明相較于女性， 男性的正向調節(jié)作用更強， 假設H13a成立.

4 研究結論與啟示

本研究實證分析了情境因素和內在因素通過感知控制對消費者自助服務意愿的影響機制, 主要結論如下5點. 第一， 感知環(huán)境擁擠度、 時間壓力、 感知風險能夠顯著負向影響消費者感知控制程度、 自助服務意愿. 感知便利度能夠顯著正向影響消費者感知控制程度、 自助服務意愿. 第二， 消費者感知控制能積極影響消費者自助服務意愿， 消費者感知控制起部分中介作用. 第三， 消費者年齡在低年齡組正向調節(jié)感知控制對自助服務意愿的關系， 高年齡組調節(jié)作用適當減弱. 第四， 隨著收入水平的提高， 收入的調節(jié)作用減弱. 可能隨著收入水平的提高， 感知控制水平的提高已經難以刺激自助服務意愿， 存在其他因素影響自助服務意愿， 后續(xù)研究可以從這方面入手. 第五， 相較于女性， 男性感知控制水平的提高對自助服務意愿的帶動作用更強.

通過對自助服務前置因素的研究， 可以得到以下啟示. 首先， 酒店可以通過系統優(yōu)化等技術手段提高自助服務設備的便利程度， 通過簡單易懂的提示標語， 便于消費者使用， 改變消費者對于新技術產品難操作易出錯的刻板印象. 注意自助服務體驗， 必要時注意輔以人工服務. 其次， 酒店可以通過改善前廳自助服務設備臺的引導路徑， 營造空間充足、 輕松愉快的氛圍， 關鍵位置設置身份證件、 隱私信息的保密提示， 降低消費者對于自助設備的防范意識. 對于習慣人工服務不愿接受自助服務的消費者， 通過積分或者贈送禮品的方式引導消費者渠道遷移. 再次， 酒店可以在自助+人工的基礎上， 根據消費者入住動機計劃不同的危機管理方案， 利用好自助服務中上傳的大數據， 更好地營造顧客體驗.