微信支付服务质量对顾客忠诚的影响机制研究(3)

　　至此，通过上述文献的回顾和研究假设的提出，对微信支付的服务质量、消费情绪和顾客忠诚之间的关系，本研究构建出微信支付的理论模型，如图2所示：
　　三、研究设计
　　（一）问卷设计
　　本研究主要采用问卷调查的方法。根据已有研究成果，结合微信支付研究的实际，本研究设计出了包含四个部分的调查问卷。第一部分，个人基本信息，主要涉及性别、年龄、受教育程度、个人可支配收入等内容;第二部分，微信支付服务质量测量，主要包括服务质量的有形、可靠、响应、保证和移情五个维度的测量，采用PZB（1988）开发的SERVQUAL量表，共22个题项;第三部分，微信支付的顾客忠诚测量，应用Oliver（1999）等人顾客忠诚量表对态度忠诚和行为忠诚进行综合测量，共4个题项;第四部分，微信支付的消费情绪测量，应用了Izard（1977）情绪量表中的积极情绪维度，共4 个题项。变量测量如表1所示。
　　以上选用的所有量表对变量的测量，均采用Likert量表五点法，1—5分别表示非常不同意、比较不同意、一般、比较同意、非常同意五种态度。
　　（二）数据收集
　　本研究考察的是微信支付服务质量对顾客忠诚的影响，考虑到作为第三方移动支付的微信支付方式是当今移动互联网时代的新产物，因此被调查对象必须尽量选择使用过微信支付的人群。我们认为，大学生群体和年轻的工薪阶层受教育程度较高，乐于接受新鲜事物，更可能使用过微信支付。因此，此次调查对象主要是集中在这两类人群。
　　我们选择了广州市部分高校和三大国家级中央商务区之一的广州市最大的CBD商圈——珠江新城作为调研地点，保证数据样本有效契合我们的研究。问卷调查于2015年3月中旬进行，共发放调查问卷380份，实际回收332份，问卷回收率87.37%。其中有效问卷309份，问卷有效率达到 90.96%。在回收的样本中，男性占50.49%，女性占49.51%，年龄在1835岁之间的人群占到87.71%，本科及其以上学历的人群占 86.73%，月可支配收入在3 000元以下和3 000元以上的人群分别占到了48.22%和51.78%。
　　（三）数据分析方法
　　我们主要应用SPSS19.0和AMOS20.0软件进行数据处理和分析。主要包括描述性统计分析，信度和效度分析（Cronbach's α系数检验测量题项的内部一致性，验证性因子分析考察各潜变量的效度等），建立结构方程模型分析各潜变量之间的因果关系，探讨微信支付服务质量对顾客忠诚的影响机制，并检验消费情绪的中介效应。
　　四、数据分析与结果
　　（一）信度和效度检验
　　信度，是指测验结果的一致性、稳定性及可靠性，如果进行重复测验得到一致性结果的程度。学界常用Cronbach's α系数来进行信度检验，检验内部一致性。通常情况下，我们认为α值高于0.7，表示具有较高的信度。从表1中可以看出，服务质量、消费情绪和顾客忠诚三个变量的Cronbach's α系数分别为0.938、0.844和0.908，很明显都大于0.7，这说明服务质量、消费情绪和顾客忠诚这三个变量的测量量表具有很好的信度;其中，服务质量的五个维度有形、可靠、响应、保证和移情性的Cronbach's α系数也都大于0.7，这说明服务质量五个维度的测量量表也具有较好的信度。
　　效度，即有效性，它是指测量工具能够准确测量出所测事物的程度。本研究中服务质量、消费情绪和顾客忠诚三个变量的测量，均选用成熟的量表，测量指标被大量研究检验过，具有较好的内容效度。下面，我们采用验证性因子分析（CFA），来检验测量模型的信度和效度，其测量结果如表2所示。所有因子的组
　　合信度均大于0.7，相关拟合指标如GFI、AGFI、NFI、CFI等均大于0.9，RMSEA均小于0.08。结果表明，测量模型具有非常好的信度和效度。另外，结合表1和表2数据结果，各因子的AVE值和标准化载荷均大于0.5，表明量表具有较好的收敛效度。
　　更进一步地，为了验证各因子的区分效度，本文构建了单因子、三因子和七因子验证性因子分析竞争模型，结果如表3所示。相较于单因子、七因子模型，三因子模型的拟合指标最优。说明本研究中涉及的服务质量、消费情绪和顾客忠诚三个变量之间的区分度较高，模型构建合理。
　　综上所述，本研究中各变量测量量表具有较高的信度和效度，各变量能够有效区分，模型结构合理，可以进行下一步分析。
　　（二）假设检验
　　在进行假设检验之前，我们首先对各变量及其维度进行描述性统计分析和相关分析。各变量及其所属维度的均值、标准差和相关系数在表4中列出。可以看出，样本均值在3.528—3.919之间，样本标准差在0.595—0.907之间，样本质量较好。服务质量与顾客忠诚呈正相关（r=0.803， p<0.01），服务质量与消费情绪呈正相关（r=0.759， p<0.01），消费情绪与顾客忠诚呈正相关（r=0.783， p<0.01）。此外，在0.01的显著性水平下，服务质量的有形性、可靠性、响应性、保证性和移情性五个维度均与顾客忠诚呈正相关，均与消费情绪呈正相关。
　　以上分析结果并未控制其他因素的影响，接下来我们应用AMOS软件，建立结构方程模型，进行假设检验。表5列出了模型假设检验的结果，包括原假设、路径的标准化系数、T值和检验结论。
　　服务质量作用于顾客忠诚的标准化路径系数为0.433，p<0.001，支持了假设H1;服务质量作用于消费情绪的标准化路径系数为 0.501，p<0.001，支持了假设H2;消费情绪作用于顾客忠诚的标准化路径系数为0.453，p<0.001，支持了假设H3;此外，在0.001的显著性水平下，服务质量五个维度中的有形、保证和移情性三个维度均对顾客忠诚有显著的正向影响，有形、保证和移情性均对消费情绪有显著的正向影响，支持了假设H1a、H1d、H1e、H2a、H2d、H2e。值得注意的是，服务质量五个维度中的可靠、响应性两个维度对顾客忠诚的影响作用并不显著，可靠性和响应性对消费情绪的影响作用也不显著，假设H1b、H1c、H2b、H2c在本研究中没有得到支持。
　　为了检验消费情绪在服务质量和顾客忠诚之间的中介效应，本研究构建了3个嵌套的结构方程模型，如图3图5所示。图3为服务质量对顾客忠诚的直接作用模型（M1），表示服务质量直接影响顾客忠诚，并不会通过其他机制来间接影响;图4为消费情绪的完全中介模型（M2），表示服务质量只能通过消费情绪影响顾客忠诚;图5为消费情绪部分中介模型（M3），表示服务质量对顾客忠诚既有直接影响又有以消费情绪为中介的间接影响。
　　本研究通过比较各模型的卡方差异值的显著性来选择最优模型，同时结合拟合指标，结果如表6所示。首先，比较M2和 M3，Δdf=1，Δx2（1）=25.913>3.84（df=1， p<0.05），显然模型M3要优于模型M2。进一步地，比较M1和M2，Δdf=1，Δx2（1）=309.459>3.84（df=1， p<0.05），显然模型M2要优于模型M1。通过两两比较，模型M3为最优模型，其拟合指标也较其他两个模型更优（GFI、AGFI、NFI和 CFI均大于0.9，RMSEA小于0.08）。因此，我们选择模型M3部分中介模型作为本研究的最佳模型，也即消费情绪是一个中介变量，在服务质量和顾客忠诚二者之间起到部分中介的作用，支持了假设H4。
　　根据模型M3，进一步对消费情绪在服务质量与顾客忠诚之间的中介效应进行分析。[25]表7列示出了服务质量对消费情绪和顾客忠诚的直接效应、间接效应和总效应。服务质量对消费情绪的直接效应为0.834，对顾客忠诚的直接效应为0.433，对顾客忠诚的间接效应为0.432，因此服务质量对顾客忠诚的总效应为0.865。
　　综上所述，至此本研究已经完成了全部的假设检验。在所有的假设中，假设H1、H1a、H1d、H1e、H2、H2a、H2d、H2e、H3、H4均得到了支持，仅H1b、H1c、H2b、H2c未得到支持。
　　五、结论与讨论
　　（一）研究结论
　　本文通过实证研究，得出以下结论：
　　1.微信支付的服务质量及其维度、消费情绪、顾客忠诚之间的关系

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