感知控制视角下消费者酒店自助服务意愿影响因素研究

缪梨华， 朱立冬

(安徽师范大学 经济管理学院， 安徽 芜湖 241000)

0 引言

随着技术的不断发展， 互联网逐渐改变了消费者的消费形式. 从2016年开始， 酒店经营模式不断转变， 共享住宿、 智慧酒店成为酒店未来的发展趋势[1]. 相较于消费者被动接受， 本研究更倾向于从动机角度探究消费者是否愿意主动采纳自助服务. 2020年1月底新冠疫情开始在整个中国蔓延， 中国饭店协会发布的《新冠疫情对中国住宿行业的影响与趋势报告》数据显示， 2020年1～2月期间仅有27%的酒店继续营业， 73%的酒店停业止损[2]. 针对消费者疫后消费意愿的转变， 酒店应如何应对？

感知控制的增强会对消费者产生积极影响[3]， 感知控制也是服务接触中人际互动、 环境互动质量的关键因素[4]. 基于自我决定理论， 感知控制利于消费者动机内部化， 将购买活动归因于自我控制的结果， 产生心理承诺[5]. 本研究揭示消费者自助服务意愿的影响机制， 为自助服务意愿研究提供借鉴和参考.

1 模型构建

1.1 构建背景

目前， 在主流的信息技术接受理论模型中， 理性行为理论(TRA)、 信息接受模型(TAM)、 计划行为理论(TPB)以及解构计划行为理论(DTPB)等模型都得到了广泛应用. 学者们在系统比较了TAM、 TPB及DTPB后得出， DTPB模型关于信息技术接受的解释能力在三者中是最高的[6]. 因此， 本文结合DTPB模型提出消费者自助服务意愿模型， 如图1所示.

图1 消费者自助服务意愿模型

1.2 模型假设

1.2.1 感知因素与自助服务意愿的关系

本研究将感知拥挤定义为由单位面积人口密度大导致的个体受约束的状态， 并会伴随着消费者焦虑等主观情绪的产生[7]， 并认为感知拥挤会降低自助服务采纳. DTPB模型验证了便利条件对于自助服务的正向作用， 本研究认为便利程度作为一种客观因素会影响消费者自助服务的采纳. 高时间压力会降低不同归因风格的消费者的购买决策意愿[8]， 本研究认为时间压力负向影响自助服务意愿. 酒店入住属于隐私行为， 本研究将感知风险纳入自助服务意愿的影响因素进行研究. 因此提出以下假设：

H1: 在自助服务体验中， 感知拥挤度与自助服务意愿负相关.

H2: 在自助服务体验中， 便利度与自助服务意愿正相关.

H3: 在自助服务体验中， 时间压力与自助服务意愿负相关.

H4: 在自助服务体验中， 感知风险与自助服务意愿负相关.

1.2.2 外部情境因素与感知控制的关系

感知拥挤中的环境拥挤会对所处情境产生消极情绪及负面评价[9]， 当拥挤度超出一定限度时会不利于积极态度的形成[10]. 基于社会认知理论， 过度拥挤的环境会使顾客产生社会焦虑， 尤其是对新设备初次使用或已有用户恢复使用这样的情况[11]. 当消费者感知到自助服务的便利度， 认可其获取产品或服务的进程得到简化和加速， 消费者会更愿意同企业建立快速关系[12]. 顾客对企业产生积极情感， 会增强消费者自助服务信心. 因此提出以下假设：

H5：在自助服务体验中， 消费者感知到的环境拥挤度与感知控制负相关.

H6：在自助服务体验中， 消费者感知到的便利度与感知控制正相关.

1.2.3 消费者内部因素与感知控制的关系

当服务柜台等待时间过长时， 消费者更倾向于自助服务[13]. 本研究认为， 感知时间压力可能会导致焦虑， 不利于消费者规划时间， 降低对时间的控制感. 感知风险产生于对购买商品的不确定性和不良后果的感知. 在酒店入住过程中， 私人信息的披露、 消费价格的非透明性等等都会影响消费者对于风险的感知[14]. 此外， 风险感知会降低满意度， 进而影响到消费者行为意向及实际行为[15]. 因此提出以下假设：

H7：在自助服务体验中， 消费者感知时间压力与感知控制负相关.

H8：在自助服务体验中， 消费者感知风险与感知控制负相关.

1.2.4 感知控制与自助服务意愿的关系

当个体认为对事务的过程及结果拥有绝对的控制权时， 会产生过于乐观的心理偏差：对自身控制能力过分夸大且低估完成该事务的实际难度， 这种乐观的心理偏差会使得消费者接纳自助服务[16]. 基于规避理论， 当消费者认为周围环境受到限制时， 会产生心理和行为退缩[9]. 基于归因理论， 消费者感知控制的缺失会带来负面情绪， 并将此情形归因于自助服务. 因此提出以下假设：

H9：消费者感知控制与自助服务意愿正相关.

1.2.5 感知控制的中介作用

提高消费者感知控制水平有利于自助服务意愿的提高. 消费者在使用自助服务过程中， 环境拥挤、 时间压力、 风险感知、 便利程度都会影响感知控制， 进而对自助服务采纳产生影响. 本研究假设感知控制产生部分中介作用. 因此提出以下假设：

H10：感知控制在感知因素对自助意愿影响中存在中介作用.

H10a：感知控制在环境拥挤度对自助服务意愿影响中存在中介作用.

H10b：感知控制在便利度对自助服务意愿影响中存在中介作用.

H10c：感知控制在时间压力对自助服务意愿影响中存在中介作用.

H10d：感知控制在感知风险对自助服务意愿影响中存在中介作用.

1.2.6 消费者异质性的调节作用

男性在技术采纳方面产生更多的兴趣且抱有更积极的态度， 女性在新技术的使用方面对于是否掌握所有信息以及情况的掌控程度更为敏感[17]. 年长的人似乎更容易由于感知控制水平的提高而产生对于新技术采用的积极态度. 年轻的消费者自助服务意愿初始值较高， 而年长的人学习能力较弱， 外在资源的支持显得更加重要. 收入是阻碍消费者意愿和行为的因素， 收入水平更高的消费者似乎更愿意采纳自助服务. 本研究选取了人口学特征中的性别、 年龄、 收入水平作为调节变量， 提出以下假设：

H11：年龄在感知控制与自助服务的影响中存在调节作用.

H11a：年龄正向调节感知控制对自助服务意愿的影响.

H12：收入水平在感知控制与自助服务意愿的影响中存在调节关系.

H12a：收入水平正向调节感知控制对自助服务意愿的影响.

H13：性别在感知控制与自助服务意愿的影响中存在调节关系.

H13a：相较于女性， 男性感知控制对自助服务意愿的影响更强.

2 研究设计与方法

2.1 问卷设计与分析方法

问卷中分为三部分， 分别为问卷说明， 样本基本信息特征及量表题项. 本研究模型中的变量题项均来源于已研究的成熟量表， 并在此基础上根据酒店自助服务的特点进行语言表达的调整. 研究采用李克特5级量表进行打分. 研究利用SPSS20.0及AMOS23.0进行量表的信效度、 直接效应、 间接效应及调节效应的分析.

2.2 数据收集

通过问卷星制作问卷， 线上发放. 问卷设置了筛选项， 对于入住过酒店或者知道酒店自助服务的消费者可直接进行问卷填写， 反之则需仔细阅读问卷说明信息后再填写问卷. 历时一个月， 共收集383份问卷， 删除答案一致的无效问卷， 有效问卷共371份， 有效率达到97%. 样本基本情况如下：男女比例为49∶51， 68%的消费者为35岁以下， 96%的消费者有过入住酒店的经验， 28%的消费者为经常入住酒店人群. 因此， 样本对象大致符合自助服务意愿研究对象.

3 实证结果与分析

3.1 信度和效度检验

信效度分析是检验样本可靠性及问卷设计合理性的重要分析环节. 其中量表信度的分析结果如表1所示. 本研究中六个变量的a系数均大于0.6， 基本符合标准. 组合信度(CR)均超过标准值0.6， 表明本研究各变量具有良好的内部一致性. 本研究也通过了探索性因子分析， 量表的KMO值为0.899且p<0.001， 表明该量表适合做因子分析. 通过主成分分析， 得出变量的测量题项的因子载荷系数均超过0.5， 符合检验标准， 表明测量题项具有良好的信度.

效度检验包括收敛效度检验和区分效度检验. 表1中各变量的平均方差提取值(AVE)的最小值大于0.6， 超过大于0.5的检验标准， 说明该量表的变量收敛效度较高. 表2中各变量间相关系数均小于该变量的AVE算术平方根， 说明该量表具有较好的区分效度. 基本通过效度检验.

表1 信度及收敛效度分析结果

表2 区分效度分析结果

3.2 模型拟合与假设检验

本研究通过Amos23.0对模型拟合度进行检验， 结果如表3所示. 本模型卡方自由度比值小于3且RMSEA小于0.08， 达到基本拟合标准，GFI、IFI、TLI、CFI值均大于0.9， 说明模型各拟合指标均符合研究要求. 因此， 可以进一步说明本模型整体拟合优度较好.

表3 结构模型拟合优度检验结果

(1)直接效应检验

本研究通过Amos23.0对模型假设H1～H5进行结构检验， 结果如表4所示. 便利度对消费者感知控制产生正向显著影响(β=0.625，p<0.001)； 环境拥挤度(β=-0.600，p<0.001)、 时间压力(β=-0.620，p<0.001)、 感知风险(β=-0.103，p<0.01)均对消费者感知控制产生负向显著影响. 这表明消费者对酒店入住过程中的感知控制主要来自酒店入住过程中的便利程度， 酒店可以从拥挤程度和时间压力感知入手去提高消费者感知控制水平， 促进消费者对酒店自助服务的使用. 因此， 假设H1～H5成立. 研究发现， 感知控制对自助服务意愿产生正向显著影响(β=0.666，p<0.001).

表4 直接效应检验结果

(2)中介效应检验

本研究通过Boostrapping 法利用SPSS20.0中的process插件进行5 000次重复抽样后， 得出表5中中介变量感知控制的间接效应估计值和95%置信区间. 结果显示， (环境拥挤度→感知控制→自助服务意愿)(便利度→感知控制→自助服务意愿)(时间压力→感知控制→自助服务意愿)间接效应估计值95%置信区间内不包括0， 说明中介效应显著， 假设H10a～H10c成立. H10d的中介效应没有通过bootstrap检验， 但利用sobel检验发现中介效应的结果是显著的. 这说明感知控制在间接效应路径中没有起到中介作用， 感知风险会直接对自助服务意愿起负向影响. 研究假设H10d没有得到验证. 值得一提的是， 通过数据整理能发现， 同意感知风险存在的消费者仅占40%， 部分消费者貌似接受了技术信息产品的应用， 对于其带来的信息隐私风险感知较弱. 这说明感知风险这一负向影响因子起到的作用逐渐减弱.

(3)调节效应检验

为了考察年龄、 性别、 收入水平的调节效应， 利用SPSS中process插件中的Model14对各调节变量进行检验， 结果见表6. 结果表明， 性别的调节效应显著(B=-0.103，t= -1.376，p<0.05)， 假设H13得到支持. 年龄在感知控制和自助服务意愿间关系的调节效应显著(B=-0.071，t=-2.102，p< 0.01)， 假设H11得到支持. 收入水平在感知控制和自助服务意愿间关系的调节效应显著(B=-0.028，t= -1.001，p<0.05)， 假设H12得到支持. 调节效应的简单斜率图见图2.

表6 调节效应检验结果

图2 简单斜率图

从图2可以看到， 随着年龄的增长， 感知控制对自助服务意愿的正向作用减弱， 且斜率的绝对值小于低年龄组， 因此假设H11a不成立； 高收入组的斜率小于低收入组的斜率， 说明收入增长到一定程度之后， 正向的调节作用适当减弱， 但是依然会增强感知控制对自助服务意愿的正向作用， 因此假设H12a部分成立； 男性组的斜率大于女性组的斜率， 说明相较于女性， 男性的正向调节作用更强， 假设H13a成立.

4 研究结论与启示

本研究实证分析了情境因素和内在因素通过感知控制对消费者自助服务意愿的影响机制, 主要结论如下5点. 第一， 感知环境拥挤度、 时间压力、 感知风险能够显著负向影响消费者感知控制程度、 自助服务意愿. 感知便利度能够显著正向影响消费者感知控制程度、 自助服务意愿. 第二， 消费者感知控制能积极影响消费者自助服务意愿， 消费者感知控制起部分中介作用. 第三， 消费者年龄在低年龄组正向调节感知控制对自助服务意愿的关系， 高年龄组调节作用适当减弱. 第四， 随着收入水平的提高， 收入的调节作用减弱. 可能随着收入水平的提高， 感知控制水平的提高已经难以刺激自助服务意愿， 存在其他因素影响自助服务意愿， 后续研究可以从这方面入手. 第五， 相较于女性， 男性感知控制水平的提高对自助服务意愿的带动作用更强.

通过对自助服务前置因素的研究， 可以得到以下启示. 首先， 酒店可以通过系统优化等技术手段提高自助服务设备的便利程度， 通过简单易懂的提示标语， 便于消费者使用， 改变消费者对于新技术产品难操作易出错的刻板印象. 注意自助服务体验， 必要时注意辅以人工服务. 其次， 酒店可以通过改善前厅自助服务设备台的引导路径， 营造空间充足、 轻松愉快的氛围， 关键位置设置身份证件、 隐私信息的保密提示， 降低消费者对于自助设备的防范意识. 对于习惯人工服务不愿接受自助服务的消费者， 通过积分或者赠送礼品的方式引导消费者渠道迁移. 再次， 酒店可以在自助+人工的基础上， 根据消费者入住动机计划不同的危机管理方案， 利用好自助服务中上传的大数据， 更好地营造顾客体验.