蘇 伯 文，趙 樹 平，胡 其 亮

（1.安徽國際商務(wù)職業(yè)學(xué)院 商貿(mào)流通學(xué)院，安徽 合肥 230013；2.合肥工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230009；3.安徽工商職業(yè)學(xué)院 管理學(xué)院，安徽 合肥 231131）

2019年12月，美團研究院發(fā)布的《中國外賣產(chǎn)業(yè)調(diào)查研究報告》顯示，2019年1月至9月外賣的交易額為4 420億元，預(yù)計全年的交易額為6 035億元，較2018年4 613億元的交易額增長30.8%[1]。在外賣的所有交易中，美食占所有品類的金額最多，其次是甜點飲品。餐飲類外賣是O2O的一個分支，潛力巨大，尤其是青年群體。按照國家統(tǒng)計局的標(biāo)準(zhǔn)，青年群體的年齡為15～34歲，按照中華全國青年聯(lián)合會標(biāo)準(zhǔn)，青年群體的年齡為18～40歲[2]。因此餐飲外賣平臺要盡可能保持競爭的優(yōu)勢，就必須贏得青年群體的認(rèn)同。青年群體對餐飲外賣的消費態(tài)度不一致，勢必影響餐飲外賣的發(fā)展，唯有通過食品、平臺、配送等方面的優(yōu)化升級，提升顧客滿意度，爭取顧客信任，提高顧客忠誠度。因此，明確青年群體餐飲外賣顧客滿意度的影響因素，透視青年群體對餐飲外賣的顧客忠誠的內(nèi)在機理，對引導(dǎo)青年群體餐飲外賣的理性消費，提高顧客忠誠度，促進餐飲外賣的健康發(fā)展具有重要意義。

一、文獻回顧及研究假設(shè)

Carolyn Conway對顧客滿意度開展實證研究，他認(rèn)為企業(yè)的服務(wù)尤其一線員工的服務(wù)質(zhì)量是影響客戶滿意度的關(guān)鍵所在，相較之下餐廳內(nèi)外部設(shè)計影響較小[3]。孟子敏通過建立連鎖餐飲客戶滿意度模型進行實證分析，表明餐廳環(huán)境、員工服務(wù)、餐品質(zhì)量、服務(wù)及時性以及餐廳的便利性對客戶滿意度均產(chǎn)生一定影響[4]。黎傳熙、劉麗華以在線餐廳為研究對象，從服務(wù)、平臺、信息、食品、營銷五大方面探求顧客滿度意影響因素及所占比重[5]。曾劍秋、王帆認(rèn)為青年群體餐飲顧客滿意度受到食品質(zhì)量、價格、食品價格、配送質(zhì)量、平臺服務(wù)質(zhì)量的影響[6]。

由此假設(shè)：

H1：食品質(zhì)量對顧客滿意度有顯著正向影響；

H2：價格對顧客滿意度有顯著正向影響；

H3：配送質(zhì)量對顧客滿意度有顯著正向影響；

H4：平臺服務(wù)質(zhì)量對顧客度滿意有顯著正向影響。

美國學(xué)者費耐爾從顧客期望、顧客感知質(zhì)量與價值等方面開展顧客忠誠度的研究，通過構(gòu)建顧客滿意度模型（CSI），分析影響客戶忠誠度的因素[7]。趙豫西通過因素分析，認(rèn)為客戶忠誠度與客戶感知價值、客戶滿意度之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系[8]。涂海棠以跨境電商平臺為研究對象，提出客戶忠誠度會隨著客戶信任度的提高而增長[9]。陳運娟、雷飛飛針對外賣平臺，構(gòu)建客戶忠誠度影響模型，發(fā)現(xiàn)平臺信任度、商家服務(wù)質(zhì)量與客戶滿意度均會對其客戶忠誠度產(chǎn)生一定的影響[10]。謝春昌將客戶忠誠度的研究視角嵌入客戶與商家的互動過程，認(rèn)為雙方互動質(zhì)量的高低會對客戶忠誠度產(chǎn)生直接影響[11]。鄧之宏、張國俊認(rèn)為青年群體餐飲顧客忠誠度受到其滿意度的影響，同時顧客信任對顧客滿意度有一定的調(diào)節(jié)作用，并影響顧客忠誠度[12]。

由此假設(shè)：

H5：顧客滿意對顧客忠誠有顯著正向影響；

H6：顧客信任對顧客滿意和顧客忠誠的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計

（一）調(diào)查問卷設(shè)計

本次問卷共設(shè)計7個變量，其中“食品質(zhì)量”“價格”“配送質(zhì)量”“平臺服務(wù)質(zhì)量”“顧客滿意度”和“顧客信任”6個變量采用李克特5點量表，“非常不認(rèn)同”的賦值為1，“非常認(rèn)同”的賦值為5；“顧客忠誠”采用的是次數(shù)，1次及以下賦值為1，4次及以上賦值為4[13]。具體的變量設(shè)定見表1。

表1 變量設(shè)定一覽表

（二）數(shù)據(jù)收集

本次調(diào)查問卷采用網(wǎng)絡(luò)調(diào)查法收集數(shù)據(jù)，并實證分析。對青年群體外賣顧客忠誠度問卷問卷星平臺生成網(wǎng)絡(luò)問卷，以“滾雪球”方式對全國青年群體進行訪問，本次調(diào)查從2020年6月開始，歷經(jīng)2個月，共收集問卷650份，其中有9份無效問卷，予以剔除，共獲得641份有效問卷。

（三）研究模型

綜合分析，青年群體餐飲外賣的顧客滿意度對其顧客忠誠度的影響因素，構(gòu)建食品質(zhì)量、價格、食品價格、配送質(zhì)量、平臺服務(wù)質(zhì)量影響顧客滿意度，以顧客信任作為調(diào)節(jié)變量影響顧客滿意度對顧客忠誠度關(guān)系的概念模型。如圖1所示。

圖1 青年群體餐飲外賣顧客滿意度對顧客忠誠度的影響模型

三、描述性統(tǒng)計

（一）樣本特征

運用SPSS24.0軟件分析調(diào)研的數(shù)據(jù)，得出在性別比例上，女生居多（56.94%），男生次之（43.06%）；青年群體所在地區(qū)以省會城市為主（55.85%），其次是地級市（23.09%）；根據(jù)年級分布情況上看，90后人數(shù)最多（40.85%），其次是00后（37.22%）；青年群體用于外賣餐飲的費用，201～300元的最多（29.49），調(diào)查的樣本特征，見表2。

表2 樣本特征統(tǒng)計表

（二）信效度

1.信度

通過Cronbach’s Alpha進行信度分析，Cronbach’sα整體值為0.932，大于0.9，食品質(zhì)量、價格、配送質(zhì)量、平臺服務(wù)質(zhì)量的Cronbach’sα都在0.722～0.857之間，達到0.7的臨界值，表明信度良好；四個變量的組合信度CR值在0.795～0.946之間，超過臨界值0.7，說明信度良好；四個變量中的平均提取方差A(yù)VE值0.592～0.897之間，超過臨界值0.5，表明四個變量的聚斂效度較好[14]。綜合說明調(diào)研的數(shù)據(jù)非常可靠，見表3。

表3 信度與效度檢驗

2.問卷效度

通過SPSS24.0檢驗問卷的信效度，自變量是“食品質(zhì)量”“價格”“配送質(zhì)量”“平臺服務(wù)質(zhì)量”四個變量，中間變量是“顧客滿意度”，調(diào)節(jié)變量是“顧客信任”，因變量是“顧客忠誠”。通過KMO和巴特利特檢驗，KMO值為0.952，顯著性檢驗sig值為0.000，表明問卷的效度非常高，適用因子分析；在二級指標(biāo)的問卷中，最小KMO值是0.500，是由于此問卷只有2個問卷，只需整體達標(biāo)即可，不影響整體問卷質(zhì)量，表明問卷有效[15]，見表4。

表4 KMO和巴特利特檢驗

四、實證分析

（一）食品質(zhì)量對顧客滿意的回歸分析

食品質(zhì)量包括食品種類（X11）、食品衛(wèi)生（X12）、食品味道（X13）和食品與網(wǎng)站描述相符（X14）的4個變量。在食品種類中，認(rèn)為食品種類豐富的占比最多（69.33%），不認(rèn)可最少（1.88%）；在食品衛(wèi)生中，認(rèn)為衛(wèi)生的占比最多（45.71%），認(rèn)為最不衛(wèi)生的最少（2.34%）；在食品味道中，認(rèn)為味道好的占比最多（51.95%），認(rèn)為味道很不好的占比最少（2.5%）；在食品與網(wǎng)站描述是否相符中，認(rèn)為相符的占比最多（50.23%），很不相符的最少（2.03%）。通過食品質(zhì)量對顧客滿意的多元線性回歸結(jié)果分析，4個變量的回歸系數(shù)B值在0.022～0.323之間，都為正數(shù)，說明正相關(guān)；顯著性在0.000～0.029之間，在給定的概率P=0.05情況下，說明顯著的相關(guān)性；方差膨脹系數(shù)VIF在1.894～2.231之間，VIF小于5，表明沒有多重共線性[16]，檢驗通過，見表5。由此得出食品質(zhì)量對顧客滿意呈顯性正相關(guān)的結(jié)論。

（二）價格對顧客滿意的回歸分析

價格包括食品價格（X21）和優(yōu)惠力度（X22）的2個變量，在食品價格中，認(rèn)為性價比比較高的占比最高（50.55%），性價比很不高的占比最低（2.13%）；在優(yōu)惠力度中，認(rèn)為優(yōu)惠力度大的占比最高（50.23%），認(rèn)為沒有優(yōu)惠的占比最低（2.96%）。通過食品質(zhì)量對顧客滿意的多元線性回歸結(jié)果分析，2個變量的回歸系數(shù)B值在0.149～0.609之間，都為正數(shù)，說明正相關(guān)；顯著性在0.000～0.020之間，在給定的概率P=0.05情況下，說明呈顯著的相關(guān)性；方差膨脹系數(shù)VIF都為2.717，VIF小于5，表明沒有多重共線性，回歸檢驗通過，見表5。由此得出價格對顧客滿意呈顯性正相關(guān)的結(jié)論。

表5 食品質(zhì)量對顧客滿意的回歸結(jié)果

表6 價格對顧客滿意的回歸結(jié)果

（三）配送質(zhì)量對顧客滿意的回歸分析

配送質(zhì)量包括配送及時（X31）、配單正確（X32）、配送完好（X33）、送餐態(tài)度（X34）4個變量。在配送及時方面，認(rèn)為配送及時的占比最高（60.06%），認(rèn)為最不及時的占比最低（2.34%）；在配單是否正確方面，認(rèn)為正確的占比最高（65.21%），認(rèn)為非常不正確的占比最低（2.23%）；在配送完好和溫度方面，認(rèn)為既完好又保持溫度占比最高（46.8%），認(rèn)為都非常無法保證占比最低（4.21%）。通過食品質(zhì)量對顧客滿意的多元線性回歸結(jié)果分析，4個變量的回歸系數(shù)B值在0.007～0.327之間，都為正數(shù)，說明正相關(guān)；顯著性在0.000～0.026之間，在給定的概率P=0.05情況下，說明顯著的相關(guān)性；方差膨脹系數(shù)VIF在1.018～2.425之間，VIF小于5，表明沒有多重共線性，檢驗通過，見表7。由此得出配送質(zhì)量對顧客滿意呈顯性正相關(guān)的結(jié)論。

表7 配送質(zhì)量對顧客滿意的回歸結(jié)果

（四）平臺服務(wù)質(zhì)量對顧客滿意的回歸分析

平臺服務(wù)質(zhì)量包括操作簡便（X41）和響應(yīng)及時（X42）2個變量。在網(wǎng)站平臺操作簡便方面，認(rèn)為操作簡便占比最高（72.39%），認(rèn)為不簡便占比最低（1.4%）；在網(wǎng)站平臺響應(yīng)及時方面，認(rèn)為響應(yīng)及時占比最高（69.42%），認(rèn)為響應(yīng)非常不及時的占比最低（3.43%）。通過食品質(zhì)量對顧客滿意的多元回歸結(jié)果分析，2個變量的回歸系數(shù)B值在0.191～0.454之間，都為正數(shù)，說明正相關(guān)；顯著性0.000，在給定的概率P=0.05情況下，說明具有非常顯著的相關(guān)性；方差膨脹系數(shù)VIF為1.257，VIF小于5，表明沒有多重共線性，檢驗通過，見表8。由此得出網(wǎng)站平臺服務(wù)質(zhì)量對顧客滿意呈顯性正相關(guān)的結(jié)論。

表8 平臺服務(wù)質(zhì)量對顧客滿意的回歸結(jié)果

（五）驗證顧客信任對顧客滿意的調(diào)節(jié)效應(yīng)

研究顧客信任（M2）對顧客滿意（M1）的調(diào)節(jié)效應(yīng)，分為三步：第一步，將顧客滿意作為前置變量，顧客忠誠作為結(jié)果變量進行多元回歸（見表9模型1）；第二步，引入顧客信任變量，即將顧客滿意和顧客信任作為自變量，顧客忠誠作為結(jié)果變量再進行多元線性回歸（見表9模型2）；第三步，引入顧客滿意和顧客信任的交互變量，即引入顧客滿意和顧客信任兩個變量的乘積（M1*M2），再以顧客忠誠作為結(jié)果變量進行多元線性回歸（見表9模型3）。為了降低模型的估計偏差，在分析調(diào)節(jié)效應(yīng)之前，首先對顧客滿意、顧客信任、顧客忠誠三個變量實行平均數(shù)中心化處理，再進行構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)的交互項。

通過調(diào)節(jié)效應(yīng)的交互分析，3個模型中的回歸系數(shù)B值在0.025～1.181之間，都為正數(shù)，說明正相關(guān)；顯著性0.000～0.048，在給定的概率P=0.05情況下，說明具有非常顯著的相關(guān)性；方差膨脹系數(shù)VIF為1.000～3.726，VIF小于5，表明沒有多重共線性，檢驗通過。從表9可以得出，M1的回歸系數(shù)B值逐漸減少，說明顧客滿意的影響在降低，顧客信任影響在增加；交互后的M1*M2的回歸系數(shù)B值為0.225最高，顯著性為0.033，表明顧客滿意和顧客信任的交互對顧客忠誠呈正方向顯著影響。調(diào)整后R方中模型3中（0.051）較模型2（0.047）有所增加，說明M1*M2的擬合效果比M1有所提升。這證明了青年群體餐飲外賣顧客滿意度越高，顧客信任越強，使得顧客忠誠就越高，就越能提高重復(fù)訂餐的次數(shù)。因此，證明H6假設(shè)成立。

表9 顧客信任的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本研究以青年群體為研究對象，了解基于顧客信任效應(yīng)的調(diào)節(jié)下，青年群體的餐飲外賣的顧客滿意度對顧客忠誠度的影響。餐飲外賣對青年群體的顧客忠誠度的影響是多方面的，受到“食品質(zhì)量”“價格”“配送質(zhì)量”和“平臺服務(wù)質(zhì)量”的多重影響，與顧客滿意度具有顯著正向相關(guān)性，并與顧客信任度的調(diào)節(jié)效應(yīng)充分結(jié)合，對顧客忠誠度產(chǎn)生進一步影響。

1.顧客滿意度對顧客忠誠度的影響

青年群體的餐飲外賣顧客滿意度受到食品質(zhì)量、價格、配送質(zhì)量和平臺服務(wù)質(zhì)量的影響，且呈正向顯著影響，見表10。食品質(zhì)量與食品種類、食品衛(wèi)生、食品味道和食品與網(wǎng)站描述相符等指標(biāo)密切相關(guān)，青年群體的滿意度與上述因素顯著正相關(guān)；價格越低，性價比越高，青年群體的滿意度就越高；配送質(zhì)量與配送及時、配單正確、配送完好和送餐態(tài)度等指標(biāo)密切相關(guān)，青年群體的滿意度與上述因素顯著正相關(guān)；配送平臺提供高質(zhì)量和個性化的精準(zhǔn)服務(wù)的水平越高。青年群體的滿意度就越高。

2.顧客信任度對顧客滿意度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

青年群體的顧客忠誠度受到顧客滿意度的影響，且呈正向顯著影響；顧客滿意度和顧客信任度在交互影響、耦合互動后，對顧客忠誠度的正向顯著影響更大，見表10。顧客信任度主要與支付安全信任、顧客隱私信任、平臺優(yōu)選推薦等因素相關(guān)，青年群體對餐飲平臺的信任度越高，對顧客滿意度的調(diào)節(jié)效應(yīng)就越大，顧客忠誠度就越高。

表10 研究假設(shè)的檢驗結(jié)果

（二）對策建議

1.提升食品質(zhì)量和性價比，提高顧客滿意度

提升餐飲外賣的食品質(zhì)量，豐富外賣產(chǎn)品的種類，適當(dāng)增加早餐與宵夜的外賣服務(wù)；加強衛(wèi)生監(jiān)督部門的檢查力度，優(yōu)化餐飲外賣的衛(wèi)生環(huán)境；豐富餐飲的口味，盡可能滿足多數(shù)青年群體的要求；保證平臺網(wǎng)站的描述與實際食物相符合，降低投訴率；提供有競爭性和親民性價格的食品，定期提供優(yōu)惠券，提升平臺的黏性，提高顧客滿意度。

2.提升配送和平臺的服務(wù)質(zhì)量，提高顧客滿意度

不論是配送服務(wù)還是平臺服務(wù)，及時性非常重要，直接影響顧客滿意度。在配送的過程中，盡可能達到配送時間的最優(yōu)化，提高食品配送的質(zhì)量。推出豐富各種規(guī)格的恒溫?zé)嵯?、軟包、冷箱，不斷完善恒溫設(shè)備配送。商家要提升服務(wù)響應(yīng)時間，第一時間處理顧客的訂單，盡量縮短顧客的等待時間，提高顧客滿意度。

3.優(yōu)化餐飲平臺系統(tǒng)，提高顧客信任感

優(yōu)化平臺系統(tǒng)以防止出現(xiàn)因系統(tǒng)漏洞而給商家和顧客帶來不便，對于顧客反饋的問題，要及時檢查，盡快處理。強化審核把關(guān)，嚴(yán)格準(zhǔn)入機制，防止出現(xiàn)無資質(zhì)商家在平臺線上登記，在線下無證經(jīng)營。建立和完善誠信機制，要求網(wǎng)站上發(fā)布的食品信息和餐飲商家的實物相一致，若有問題，雙方共同承擔(dān)連帶責(zé)任和義務(wù)，防止互相推諉，建立平臺網(wǎng)站、餐飲商家以及顧客的共同體，不斷增進信任。