劉 勇，葉麗萍

（華南理工大學工商管理學院，廣州 510000）

作為一個可以提高顧客滿意度的積極因素、，在網(wǎng)購環(huán)境下不同的服務補救措施在不同程度上影響顧客二次滿意和忠誠度，故顧客參與和服務補救一直是備受關注的研究熱點.有關這方面的研究很多，包括服務補救方式［1-2］、服務補救效果［2-3］、顧客參與維度劃分［4］、顧客參與效用［5-6］等.此外，服務補救還可以正面促進顧客的回購意愿和口碑傳播［7］.正因為良好的服務補救能夠解決不可避免的服務失誤所帶來的問題，促使了企業(yè)在競爭激烈的市場環(huán)境下努力完善服務補救機制.由于大多數(shù)企業(yè)主要通過心理補救和實質補救為顧客提供服務補救，有關研究也多是從企業(yè)的角度進行分析的，對顧客在服務補救過程中的行為關注較少.

隨著服務主導邏輯的提出，顧客不再僅僅是商品或服務的被動接受者，而是被視為價值的共同創(chuàng)造者，同樣也被鼓勵參與到商品/服務的生產(chǎn)和交付過程中［8］.顧客參與的效用可從3個視角看待：一是從顧客的角度出發(fā)，顧客參與能夠優(yōu)化其對服務的認知，提高其滿意度和正面評價；二是從企業(yè)的角度出發(fā)，顧客參與有助于企業(yè)降低成本，提高效率，積極影響企業(yè)績效［9］；三是從顧客和企業(yè)合作的角度出發(fā)，通過顧客參與共創(chuàng)價值，能夠使得雙方受益［10］.然而，大多數(shù)關于顧客參與的研究都將顧客作為“部分員工”來管理［11-12］，缺乏對服務失誤情況的考慮.

已有研究表明，相較于企業(yè)單方面進行服務補救，顧客參與的服務補救能夠更好地解決服務失誤問題［13］.如今結合顧客參與和服務補救的相關研究逐漸增多，但主要側重于補救效果［14-15］，對其形成機理的研究十分有限.

行為意向是參與行為最有力的預測因子，行為意向和參與行為之間有著極強的正相關關系［16］.因此，企業(yè)應通過影響顧客的行為意向從而最大可能地使其行為向企業(yè)的目標傾斜.本研究嘗試從顧客視角考察服務補救中顧客的參與行為意向，并分析其前置因素，從而豐富服務補救和顧客參與理論，促進企業(yè)更好地了解顧客的行為意向，為企業(yè)制定有效的服務補救策略提供參考.

1 理論分析與研究假設

1.1 理論分析

1.1.1 顧客參與服務補救 Dong等［13］最早將“顧客參與服務補救”定義為“顧客參與采取行動以響應服務失誤的程度”，不僅通過實驗證明了顧客參與服務補救的重要性，且依據(jù)顧客參與的程度將服務補救分為企業(yè)補救、聯(lián)合補救和顧客補救.此后，對顧客參與服務補救的研究越來越受到重視.

Hibbert等［17］把顧客參與服務補救視作從高度合作到高度抵制的連續(xù)統(tǒng)一體，認為其中存在著反饋機制.陳可和涂平［18］基于MOA模型，從顧客的動機、機會和能力（補救可得性）3個方面分析影響服務補救中顧客參與的前因，但忽略了顧客自我效能以及周圍重要群體或個體對其決策的影響.Heidenreich等［14］認為，顧客參與服務補救后有利于恢復顧客的情緒平衡.Hazée等［19］的實驗結果表明，顧客參與服務補救使顧客認為他們得到了最有利的服務故障解決方案，這反過來又影響了二次滿意和回購意愿.可見，顧客參與服務補救能使得服務補救效果更貼近顧客期望，利于企業(yè)與顧客達到“雙贏”局面.但目前國內(nèi)外關于顧客參與服務補救的研究多側重于服務補救后果，對于前因分析存在不足.

1.1.2 行為意向“行為意向”是個體執(zhí)行某項行為決定之前的一種心理傾向，被視作預測行為的最佳因素［20-21］.Gollwitzer［22］從目標階段和執(zhí)行過程兩方面研究個體的行為意向，發(fā)現(xiàn)行為意向是個體行為動機不斷積累的過程，因此對預測個體行為非常有效果.

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）模型被廣泛應用于預測個體行為意向.比如用于預測工作環(huán)境中的員工行為意向［23］、消費者的產(chǎn)品使用意愿［24］等，此外也有在TPB基礎上加入額外變量進行擴展以預測個體行為意向［25-26］.因此，用TPB模型研究個體行為意向是適用的.

1.1.3 服務補救中顧客參與行為意向 目前尚無對服務補救中顧客參與行為意向的準確界定，因此結合前面所述的顧客參與服務補救以及行為意向的定義，界定服務補救中顧客參與行為意向為顧客愿意參與采取行動以響應服務失誤的積極程度.從顧客的行為意向角度來看，在服務補救過程中，顧客可能愿意在與服務提供商合作解決服務失誤問題前先獨立解決，也可能在合作后獨立解決服務失誤問題.因而，不能排除顧客獨立參與解決服務問題的行為意向以及顧客和服務提供商共同參與解決服務問題的行為意向在同一次服務補救過程中都出現(xiàn)的情況.基于此，本研究將服務補救中顧客參與行為意向劃分為獨立參與行為意向和共同參與行為意向，一并分析二者的前置因素.

服務補救中顧客參與行為意向屬于個人行為決策范疇，顧客愿意自己獨立參與服務補救還是和服務提供商共同參與服務補救在一定程度上取決于顧客的態(tài)度、關系個體或群體的影響，以及自身對執(zhí)行難度的感知.在行為意向的研究中，TPB模型被認為是最具影響力和普遍使用的工具之一［27-28］.在該模型中，行為意向能夠引發(fā)實際行為，而行為意向又受到態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的影響.因此，選擇基于TPB模型構建服務補救中顧客參與行為意向的前因研究概念框架，研究服務補救中顧客參與態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制這3個因素如何影響顧客參與行為意向.

1.2 研究假設

1.2.1 態(tài)度與服務補救中顧客參與行為意向 態(tài)度可理解為個人對某一特定行為的喜好評價.顧客對參與服務補救的積極評價越高，行為態(tài)度就越好，顧客參與服務補救的行為意愿也就越強；反之，則意愿越弱.Dabholkar［29］的研究結果表明，顧客或許會由于心理上的回饋而愿意主動參與服務的生產(chǎn)和傳遞.許軍和梅姝娥［30］驗證了顧客共同創(chuàng)造態(tài)度對共同創(chuàng)造意向具有正向影響.綜上可推理，無論顧客是否愿意獨立參與服務補救，只要顧客越認同參與服務補救對自身是有利的或者能有效滿足其欲望，就會越積極投入.因此，提出以下假設：

服務補救中，顧客參與態(tài)度正向影響顧客獨立參與的行為意向（H1a）；

服務補救中，顧客參與態(tài)度正向影響顧客共同參與的行為意向（H1b）.

1.2.2 主觀規(guī)范與服務補救中顧客參與行為意向 主觀規(guī)范是指個體對履行某一行為所感受到的社會壓力.個體通常會由于外部支持的增多而更愿意參與行為，從而符合他人或群體的期望和需求.Shan和King［31］的研究表明，重要社交成員可以對顧客執(zhí)行特定行為的選擇產(chǎn)生實質性的影響.Lacey［32］認為，服務提供者若對顧客提出反饋給予足夠的鼓勵，將有利于其保持與顧客的良好關系，并促使顧客更愿意主動參與合作.當顧客感到服務提供者對投訴反饋的鼓勵程度越高，周圍重要個體對自己參與解決服務失誤問題的行為越支持，顧客會越愿意參與服務補救.因此，提出以下假設：

服務補救中，顧客參與主觀規(guī)范正向影響顧客獨立參與的行為意向（H2a）；

服務補救中，顧客參與主觀規(guī)范正向影響顧客共同參與的行為意向（H2b）.

1.2.3 知覺行為控制與服務補救中顧客參與行為意向 知覺行為控制是指個體對某項行為的執(zhí)行難度的感知.當個體覺得其有更多的條件和資源時，就會認為在預期的行為實施過程中會遇到較少的障礙，對行為的控制感會更高，從而導致更高的行為意向.Guo等［33］建議企業(yè)應通過各種方式讓顧客便捷有效地參與到服務補救中來提高他們的服務體驗，從而促進價值共創(chuàng)意愿.Dong等［34］認為，自我效能可使顧客更加相信他們所擁有的技能和知識將會帶來令人滿意的補救結果，進而提高顧客參與服務補救的意愿.當顧客感知到參與服務補救的自身限制和外在阻礙越小，行為意向也就越強.因此，提出以下假設：

服務補救中，顧客參與知覺行為控制正向影響顧客獨立參與的行為意向（H3a）；

服務補救中，顧客參與知覺行為控制正向影響顧客共同參與的行為意向（H3b）.

1.2.4 主觀規(guī)范與態(tài)度及知覺行為控制 在TPB中，態(tài)度、主觀規(guī)范及知覺行為控制雖定義不同，但在行為信念基礎上存在交集，因此彼此之間存在著某些聯(lián)系［35］.一個人感知到的社會壓力會誘導其對某一行為產(chǎn)生有利或不利的評價，從而影響個體行為意向［36-37］.此外，社會壓力也可能成為個體知覺行為控制的前提，如果個體周圍的重要人物認為其應該執(zhí)行某項行為，則該個體會覺得自己擁有更多的控制權，執(zhí)行某項行為的阻礙更小，從而具有更高的行為意向［38］.因此，提出以下假設：

服務補救中，顧客參與主觀規(guī)范正向影響顧客的參與態(tài)度（H4）；

服務補救中，顧客參與主觀規(guī)范正向影響顧客的參與知覺行為控制（H5）；

服務補救中，顧客參與主觀規(guī)范通過正向影響顧客參與態(tài)度，從而正向影響顧客的獨立參與行為意向（H6a）；

服務補救中，顧客參與主觀規(guī)范通過正向影響顧客參與態(tài)度，從而正向影響顧客的共同參與行為意向（H6b）；

服務補救中，顧客參與主觀規(guī)范通過正向影響顧客參與知覺行為控制，從而正向影響顧客的獨立參與行為意向（H7a）；

服務補救中，顧客參與主觀規(guī)范通過正向影響顧客參與知覺行為控制，從而正向影響顧客的共同參與行為意向（H7b）.

綜上所述，整理出本研究的概念模型如圖1.

圖1 概念模型Fig.1 Conceptual model

2 數(shù)據(jù)收集與模型檢驗

2.1 數(shù)據(jù)收集與樣本特征

本研究選擇網(wǎng)絡購物情境，研究被試者在遇到網(wǎng)購出現(xiàn)服務失誤的情況時所產(chǎn)生的行為意向，并測量相應變量.之所以選擇網(wǎng)購情境是因為目前網(wǎng)絡購物已成為人們消費的主流途徑，但也是服務失誤產(chǎn)生最多的渠道，且網(wǎng)絡商家難以主動發(fā)現(xiàn)并即時幫助顧客解決服務失誤問題，因此也給顧客參與行為意向的選擇留有更多空間.本研究的調查問卷主要由3個部分構成：第一部分是甄別問題，主要用于篩選出經(jīng)歷過網(wǎng)購服務失誤情況并且愿意參與服務補救的匹配樣本；第二部分是主要測量量表；第三部分是基本信息，主要包括被試者的性別、年齡、學歷、職業(yè)、每月可支配金額以及購物經(jīng)驗.通過電子問卷形式共收集問卷252份，經(jīng)篩選共得到有效問卷為216份，有效問卷回收率為85.7%.樣本特征見表1.

表1 問卷調查樣本構成Tab.1 Sample composition of questionnaire survey

2.2 測量量表確定

本研究的主要測量量表采用李克特五級量表，所測量表均是在已有研究的量表基礎上根據(jù)本研究的情境和目的進行相應修改，以確保測量工具的信度和效度.其中，“1”表示不同意，“5”表示同意.測量服務補救中顧客參與的態(tài)度量表和主觀規(guī)范量表均改編自Ajzen和Driver［39］、Chen和Tung［40］的研究，各包含4個題項；知覺行為控制量表改編Guo等［33］，Ajzen和Driver［39］、Chen和Tung［40］的測量量表，包含6個題項；獨立參與行為意向量表改編自文獻［34］和［18］，包含3個題項；共同參與行為意向量表改編自文獻［18］的測量表，包含4個題項.

2.3 信度與效度分析

用SPSS21.0分析信度時采用Cronbach’α系數(shù)檢驗，態(tài)度量表、主觀規(guī)范量表、知覺行為控制量表、獨立參與行為意向量表、共同參與行為意向量表和總量表的Cronbach’α系數(shù)分別為0.899、0.885、0.869、0.858、0.915和0.946，均大于0.85，說明本研究量表的樣本信度較高.

效度分析主要是分析以下兩個方面：首先是內(nèi)容效度，本研究的量表均采用國內(nèi)外已發(fā)表于權威期刊上的文獻的量表，并根據(jù)本研究的情境與目的進行相應的調整，又由相關學者對本研究量表進行判斷和審查；其次是進行預測試微調后最終形成正式問卷，以確保本研究量表的內(nèi)容效度.用AMOS24.0測量工具對樣本數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析檢驗，考察量表的結構效度.從近似誤差均方根（Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA）、簡約擬合優(yōu)度指數(shù)（Parsimony Goodness of Fit Index，PGFI）、卡方自由度比值（Chi-square Degrees of Freedom Ratio，χ2/df）等擬合指標的結果來看，RMSEA=0.078，小于0.08標準值，PGFI=0.631，大于0.5標準值，χ2/df=2.317，小于3標準值，各項指標都達到可接受水平，表明本問卷具有較好的結構效度.如表2所示，每個構念的平均方差提取值（Average Variance Extracted，AVE）都在0.5以上，且大于該構念與其他構念之間的相關系數(shù)平方值，說明測量模型具有較好的聚合效度與區(qū)分效度.

表2 潛變量的AVE值和相關系數(shù)平方Tab.2 Ave value of latent variable and square of correlation coefficient

2.4 假設檢驗結果

運用AMOS24.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進行結構方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）路徑分析，對概念模型的假設進行檢驗.由于各個題項的數(shù)據(jù)不滿足正態(tài)分布，因此采用廣義最小平方法（Generalized least squares，GLS）進行模型分析.從方程模型整體適配度來看，RMSEA=0.079，小于0.08標準值，PGFI=0.635，大于0.5標準值，χ2/df=2.339，小于3標準值，故整體模型的擬合程度較好.基于此，對本文提出的假設進行檢驗，結果如表3所示.

表3各變量的路徑系數(shù)估計值Tab.3 Estimated value of path coefficient of each variable

由表3可知，態(tài)度與獨立參與行為意向路徑未通過顯著性檢驗（P＞0.05），表明假設H1a不成立.態(tài)度與共同參與行為意向的標準化系數(shù)為0.33，且通過顯著性檢驗（P＜0.001），表明態(tài)度正向影響服務補救中顧客共同參與行為意向，支持了假設H1b.主觀規(guī)范與獨立參與行為意向和共同參與行為意向的假設沒有通過顯著性檢驗（P＞0.05），表明假設H2a和H2b不成立.知覺行為控制與獨立參與行為意向的標準化值為0.35（P＜0.01），與共同參與行為意向的標準化值為0.50（P＜0.001），均通過顯著性檢驗，故假設H3a和H3b成立，表明知覺行為控制對服務補救中顧客的獨立參與行為意向和共同參與行為意向都具有正向影響.主觀規(guī)范與態(tài)度和知覺行為控制的標準化值分別為0.59和0.45，且通過顯著性檢驗（P＜0.001），支持了假設H4和H5，表明顧客參與的主觀規(guī)范正向影響顧客參與的態(tài)度和知覺行為控制.

使用Bootstrap方法檢驗中介效應，抽樣次數(shù)為5000次，置信水平設為95%，檢驗結果見表4.如表4所示，除了H6a以外，H6b、H7a和H7b均通過顯著性檢驗（置信區(qū)間上下限同號），支持了假設H6b、H7a和H7b.即服務補救中顧客參與主觀規(guī)范不能通過正向影響態(tài)度進而對服務補救中顧客獨立參與行為意向產(chǎn)生正向影響，但能夠通過態(tài)度正向影響共同參與行為意向.服務補救中顧客參與知覺行為控制在主觀規(guī)范和獨立參與行為意向以及共同參與行為意向之間均能起到中介作用.

綜上所述，本研究一共提出12個假設，其中8個假設通過驗證，H1a、H2a、H2b、H6a未通過驗證.

表4 對中介效應顯著性檢驗的Bootstrap分析Tab.4 Bootstrap analysis on significance test of mediating effect

3 結論與意義

3.1 結果與討論

國內(nèi)外針對顧客參與服務補救的系統(tǒng)研究較為缺少，且大都著眼于補救效果，而忽略了前因分析.本研究以網(wǎng)絡購物為研究情境，著眼于前置因素考察服務補救過程中的顧客參與行為意向，運用TPB模型，從顧客參與的態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制3個方面分析對顧客獨立參與行為意向和共同參與行為意向的影響，不僅考慮到了顧客自身對參與服務補救行為的評價認知和執(zhí)行難度感知，也考慮到了社會壓力的影響.此外，本研究將顧客獨立參與行為意向和共同參與行為意向作為兩個不同的變量同時分析，可以對每一種參與行為意向的形成機制有更清楚的認識.一定程度上彌補了顧客參與服務補救的前因分析不足.具體的研究結論如下：

1）態(tài)度對于獨立參與行為意向和共同參與行為意向的影響不一致，顯著正向影響共同參與行為意向，但對獨立參與行為意向的影響不顯著.在顧客遇到網(wǎng)購體驗差的情況時，由于服務失誤在一定程度上對顧客造成了經(jīng)濟或心理上的損失，因而顧客不再愿意耗費其他資源以獨自進行服務補救.但如果認為和商家共同解決服務失誤問題是有必要的且能有效滿足其補償?shù)钠谕麜r，會愿意和商家共同參與服務補救，從一定程度上也體現(xiàn)了顧客具有消費維權意識.

2）知覺行為控制對服務補救中顧客獨立參與行為意向和共同參與行為意向都具有正向影響，且從顯著性和程度上看，其作用效果都非常突出.可見對于遭受網(wǎng)購服務失誤的顧客來說，從自我效能和外界保障條件出發(fā)感知到自己參與服務補救的預期障礙大小是影響其參與服務補救行為意向的最關鍵因素.

3）主觀規(guī)范對獨立參與行為意向和共同參與行為意向的直接影響均不顯著.究其原因，正如Venkatesh和Davis［41］指出的，主觀規(guī)范可能與強制情境下的行為意向特別相關，但它對自愿行為意向的影響可能不那么顯著.以某種方式行動的更大壓力可能會使顧客認為有更少的自由意志行事，因而主觀規(guī)范對參與意愿的直接影響不如其他決定因素的影響顯著［42］.主觀規(guī)范可以通過態(tài)度和知覺行為控制間接正向影響服務補救中顧客參與行為意向.當顧客受到重要關系個體或群體鼓勵其參與服務補救的建議時，一方面會促進其對共同參與服務補救的正面評價，積極影響共同參與行為意向，但由于經(jīng)濟或心理上的損失已經(jīng)造成顧客的不滿，所以顧客并不愿意消耗更多的資源去獨立解決服務失誤；另一方面，降低其對執(zhí)行參與服務補救行為的難度感知，從而促進其對服務補救行為的參與意愿.

3.2 實踐意義

本研究的實踐意義在于為網(wǎng)絡商家做好服務補救管理提供參考.

1）在完善信息溝通渠道的同時可注重簡化顧客投訴流程，節(jié)省顧客抱怨的時間與精力，讓顧客能夠更加方便與商家協(xié)商補救方案并隨時掌握補救進展，甚至使顧客可以通過這些渠道快速找到解決辦法以獨立解決服務失誤問題，提升顧客參與服務補救的能力，從而提高參與服務補救的行為意向.

2）可通過施行有效的顧客社會化進程，使顧客能夠理解參與的內(nèi)容，并了解為什么以及如何與商家一起參與服務補救，增進其對企業(yè)服務過程和服務規(guī)范的了解與認同，提升顧客對參與服務補救的積極態(tài)度，從而增強共同參與意愿.

3）可通過回訪形式鼓勵顧客反饋產(chǎn)品或服務問題，及時發(fā)現(xiàn)服務失誤，并針對性解決服務問題，讓顧客感知到商家對顧客投訴反饋的支持，甚至有機會間接影響到與已消費顧客有重要關系的潛在客戶，從而積極影響顧客對參與服務補救的態(tài)度，降低參與難度感知，進而增強參與服務補救意愿.

3.3 局限性

在考察網(wǎng)購情境下，顧客參與態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對服務補救中顧客參與行為意向的影響雖然取得了一定的研究結果，但仍存在一些局限性：一是本文是基于截面數(shù)據(jù)進行分析，而顧客的行為意向可能由于時間的推移發(fā)生變化，因此未來可以考慮對顧客參與行為意向的時間序列數(shù)據(jù)做進一步分析；二是本文只研究了態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對服務補救中顧客參與行為意向的影響，未考慮顧客性別、情緒等可能影響個體參與行為意向的因素，未來可以加入這些變量進一步優(yōu)化模型.