第39卷第4期
2
012年7月
四川师范大学学报(社会科学版)
JournalofSichuanNormalUniversity(SocialSciencesEdition)
Vol.39,No.4
July,2012
民族村寨游客服务
质量感知量表的开发与构建
赵暋艳暋林
(四川大学工商管理学院,成都610064;四川师范大学文学院,成都610068)
暋暋摘要:游客对旅游目的地服务质量的感知是衡量目的地服务质量的有效途径。针对旅游业现有的游客服务质
量感知量表仅关注于对服务过程的测量而忽略了对服务结果测量的现状,通过文献研究法和个人访谈法,运用
SPSS16.0和AMOS7.0统计分析方法,开发了中国情境下的民族村寨游客服务质量感知测量量表。该量表包括8
个维度、31个题项,其中保证性、可靠性、移情性、响应性和有形性5维度是对服务传递过程的测量,文化学习、压力
释放和审美愉悦3维度是对服务结果的测量。实证结果显示,该量表具有良好的信度和效度,能够有效地对游客
的服务质量感知进行测量。
关键词:民族村寨;服务质量感知量表;测量维度;探索性因子分析;验证性因子分析
中图分类号:F592.99暋文献标志码:A暋文章编号:1000灢5315(2012)04灢0151灢09
暋暋少数民族村寨以其独特的建筑风貌、浓郁的民族风情和厚重的民族文化吸引了大批国内外旅游者,民族
村寨游也成为了旅游发展的新热点,展现出其强大的生命力和发展潜力。如何利用民族村寨特有的自然和
人文资源最大限度地驱动民族地区旅游经济的发展,引发了学界和业界的广泛讨论。目前,学界对民族村寨
[1]
旅游的研究大都选择了客体性的研究视角,其内容主要集中于民族村寨概念的界定、民族村寨旅游产品的
[2]
[3]
设计、民族村寨的开发与保护等方面,而对于民族村寨旅游过程中旅游主体的关注却明显不足。笔者以
为,民族地区旅游经济的发展本质上是基于游客体验的游客—旅游目的地双向互动的产物,它一方面依赖于
目的地本身的独特魅力,另一方面,游客对于民族村寨游的感知评价也潜在地驱动了当地旅游经济的发展,
过于偏重“对象性暠、“单向度暠的研究立场未免有缺陷,而选择一个基于互动的研究框架则更为合理。鉴于
此,本研究在逻辑上主要限定于对民族村寨游客的主体性感受进行探讨,研究的焦点集中于游客服务质量感
知量表的构建,一来为后续基于互动视角的实证研究提供基础,二来为业界经营实践的改进提供理论上的建
议。
早期关于游客服务质量感知的量表开发借鉴了市场营销的研究成果,主要借用的是服务业中广泛使用
的SERVQUAL量表。但该量表是以商品同质化程度较高的服务业作为背景开发出来的,侧重于测量服务
传递的过程,而缺失了对服务传递的结果(顾客获得了什么)的关注。而各个民族村寨景区提供的是异质化
收稿日期:2012灢01灢07
基金项目:2009年国家社科基金项目“民族社区旅游发展与民族传统文化保护‘双赢暞的调控机制研究暠(编号:09XMZ059)的
阶段性研究成果。
作者简介:赵艳林(1980—),女,四川达州人,四川大学工商管理学院旅游管理专业博士研究生,四川师范大学文学院讲师,主
要研究方向为旅游资源开发与管理。
151
四川师范大学学报(社会科学版)
程度非常高的体验活动,游客追求的也正好是文化的差异性和地方性,所以,游客游后收获也应成为其评价
服务质量的一个非常重要的影响因素。瑞典学者Gronroos曾指出,服务质量应包含两方面内容:一是技术
质量,这涉及到服务传递结束后的结果(即顾客获得了什么);二是经营质量,这涉及到服务传递的过程(即顾
客如何获得这一服务),服务质量正是基于顾客视野下的技术质量和经营质量的综合评价,这一论述为重新
[4]
认识服务质量内涵提供了新的视角。鉴于此,本文在充分借鉴已有研究成果的基础上,从服务传递的过程
和服务传递的结果两方面实施对民族村寨游客服务质量感知量表的开发。在量表开发的基本程序上,本文
将首先确定建构范围,然后借助于探索性因子作分析,同时采用验证性因子对所收集到的条目信息实施统计
上的净化处理,最后得出结论。
一暋初始量表的产生
构建量表的第一步是确定建构范围,即研究人员必须清楚界定所开发构念的内涵。本研究采纳了Pa灢
[5]
rasuraman,Zeithaml&Berry的观点,将服务质量感知定义为有关服务优势的总体判断或态度
。类似地,
游客对服务质量的感知,是指游客在旅游体验活动中对服务优势的总体判断或态度。对于游客服务质量感
知所包含的范畴,本文将从以下三方面来进行界定:(1)产生感知行为的主体是游客;(2)游客感知的对象是
旅游活动中所有服务提供者所提供的服务,既包括了民族村寨景区的服务人员(如景区讲解员、景区管理人
员、旅馆接待人员、餐饮服务人员等),也包括了旅游中介人员(如旅行社导游、司机等);(3)从感知的内容来
看,本文采纳了瑞典学者Gronroos的观点,认为服务质量是基于顾客视野下的技术质量(即顾客获得了什
么)和经营质量(即顾客如何获得这一服务)的综合。那么,对游客服务质量感知的测量则既包括游客对服务
传递过程(游客如何获得服务)的感知,也包括游客对服务结果(旅游活动结束后游客获得了什么)的感知。
本文的测量题项来源于两个途径。一是通过文献研究法收集前人量表中已有的题项,主要参考了学者
[5]
[6]
Parasuraman,Zeithaml&Berry ,EdaAtilgan,SerkanAkinci&SafakAksoy ,MariaElisaAlenGonzalez,
[7]
LorenzoRodriguezComesana&JoseAntonioFraizBrea 的测量题项,并根据需要进行了相应的修改。二
是通过与游客一对一的个人访谈产生新的题项。在个人访谈开始前,笔者先将服务质量的内涵向游客进行
介绍,游客再根据已有经验就服务质量应当包含的测量内容拟写题项,该部分题项是对前人量表题项的补充
和完善。通过对这两部分题项的归纳和整理,形成了包含有60个题项的初始项目库。
随后,笔者邀请了8位专业人士对这60个题项进行内容效度的评定和筛选。这8位专业人士中,有4
位是旅游管理领域的专家,另外4位是民族村寨当地的接待大户,他们具有丰富的接待经验,对游客的情况
非常熟悉。专家对题项的评价和筛选主要依据三个标准:(1)分析各个题项描述是否准确和清晰;(2)分析各
题项的陈述是否足够准确地表述了概念所要测量的内容;(3)对各题项所描述的服务质量内容在游客中存在
的普遍性进行评定。题项评定使用了李克特7点量尺法:“1暠表示没有人有此描述,“7暠表示几乎人人都有过
此描述。在8位专业人士对各题项进行评定后,笔者将平均分低于3分的题项进行了删除,共删除25个题
项,保留了35个题项,最终得到一个包含有35个题项的初始量表。
二暋量表的预测试与分析
(一)样本
[8]
吴明隆指出,预测试对象的基本属性应与大样本问卷所要调查的对象保持一致。2011年8月,笔者
在桃坪、甲居、博树村三地进行了预测试样本的收集。关于有效样本数的规模方面,Gorsuch指出,问卷题项
数目与有效样本数的比值应该达到1暶5,且样本数越多越好。考虑到人力、研究时间和成本等限制性因素,
共发出200份预测试问卷,回收有效试卷180份,有效率为90%。问卷采用李克特7点量尺,请被调查者根
据自身的旅游体验经历评价对服务质量的感受。
在有效样本中,从性别来看,男性占63灡8%,女性占36灡2%;从年龄来看,25-44岁最多,占38灡5%,其
次是15-24岁(占32灡3%)和45-64岁(占25灡4%),最少是65岁以上,占3灡8%;从受教育程度来看,学历
程度较高,本科占35灡6%,研究生及以上占20灡7%,其次分别是大专占24灡8%、高中占14灡3%、高中以下占
4
灡6%;从到村寨旅游的次数来看,首次出游最多,高达82灡8%,其次分别是二次出游占10灡3%、三次出游占
152
赵艳林暋民族村寨游客服务质量感知量表的开发与构建
、
四次出游占1灡5%;从出游的方式来看,自驾出游占38灡3%,旅行团出游占31灡6%,其他方式占
5
灡4%
0灡1%;从出游目的来看,以观光、度假和文化学习最多,分别占27灡8%、23灡5%和27灡5%。
二)数据分析过程及结果
在探索性因子分析阶段,本文参考了邱皓政等学者的建议,采用以下五项标准来对题项进行检验,以作
为删除题项的依据,分别是遗漏值检验、项目分析、各题项与总量表之间的相关系数(CITC)、该题项被删除
3
(
[9]
后总量表内部一致性系数的变化程度、因子分析中各题项在所属因子下的因子载荷大小
。
由于本文的各题项没有存在显著的遗漏偏差,故在遗漏值检验中不做删除。项目分析是用来探索各题
项之间的鉴别度,这是进行因子分析的前提和基础。本文将所有被试在预测试量表的得分总和依高低排列,
得分前25%者为高分组,得分后25%者为低分组,求出高低二组被试在各题项上平均数差异的显著性程度。
独立样本t检验的结果显示,35个题项的t检验值均达到显著程度,这说明35个题项均具有良好的鉴别度,
此处全部予以保留。
在各题项与总量表之间的相关系数(CITC)检验中,笔者采纳了学者Kline的建议,当各题项的CITC值
[10]
低于0.3时,说明该题项与总体量表相关性较低,将该题项予以删除 。统计数据显示,本研究第35个题
项与总体量表之间的相关系数为0.120,低于0.3的最低标准。除第35个题项外,其余34个题项与总体量
表的相关系数均高于0.577,故考虑将第35个题项予以删除。Cronback暞s毩系数是用来测量量表的内部一
[11]171
致性程度。预测量表35个题项总的Cronback暞s毩系数为0.950(N=180),高于0.7的最低水平值
。
由于第35个题项的CITC值较低,尝试将其删除后,剩余34个题项的Cronback暞s毩系数由0灡950增加到了
0
灡971。除第35个题项外,其余各题项删除后,剩余题项的Cronback暞s毩系数不仅没有增加,均有所降低,
分别在0灡945至0灡950之间。综合考虑了CITC值和Cronback暞s毩系数后,第35个题项在此阶段的检验中
予以删除,剩余34个题项得以保留。
在进行因子分析前,笔者首先进行了KMO 值检验和巴特利特球度检验。检验数据显示,KMO 值为
,大于0灡8的检验标准,巴特利特球度检验结果显著,证明这34个题项适合进行因子分析。随后的因
0灡921
子分析使用了SPSS16灡0统计软件,采用主成分分析法和最大正交旋转法提取特征根大于1的因子。此阶
段对于题项的筛选主要依据凯塞准则进行:一是各题项在单个因子上的载荷必须大于0灡4,也就是说,对于
因子载荷低于0灡4的题项全部予以删除;二是若某个题项同时在两个(或以上)因子上的载荷超过了0灡4,该
[12]
题项也予以删除 。因子分析共萃取出8个因子,其中由于第3、11、29个题项存在多重载荷问题,本文将
其删除。最后得到一个包含有31个题项,8个因子的修正量表(见表1)。为了阅读方便,笔者将修正量表中
因子载荷大于0灡4的数值用黑体进行标识。
表1.转轴后的成分矩阵
Component
题项
1
2
3
4
5
6
7
8
SQ1
SQ2
0.865
0.812
0.778
0.743
0.528
0.276
0.234
0.278
0.299
0.066
0.148
0.009
0.209
0.816
0.844
0.753
0.681
0.004
0.344
0.211
0.036
0.102
0.199
0.037
0.241
0.207
0.807
0.344
0.311
0.094
0.117
0.093
0.172
0.275
0.238
0.053
0.107
0.231
0.044
0.176
0.072
0.183
0.091
0.172
0.097
0.044
0.106
0.177
0.233
0.052
0.181
0.099
0.132
0.265
0.037
0.105
0.314
0.376
0.082
0.109
0.274
0.315
0.322
0.271
0.179
0.216
0.353
0.272
0.174
0.311
0.277
0.316
SQ19
SQ31
SQ3
SQ4
SQ20
SQ24
SQ5
153
四川师范大学学报(社会科学版)
SQ9
SQ11
SQ13
SQ34
SQ8
0.209
0.550
0.005
0.108
0.168
0.245
0.134
0.164
0.277
0.112
0.233
0.272
0.055
0.189
0.215
0.183
0.244
0.202
0.338
0.372
0.313
0.033
0.349
0.215
0.225
0.213
0.209
0.247
0.127
0.188
0.055
0.199
0.313
0.076
0.166
0.198
0.246
0.099
0.123
0.146
0.233
0.378
0.303
0.022
0.176
0.069
0.081
0.135
0.209
0.209
0.849
0.744
0.557
0.655
0.217
0.168
0.353
0.216
0.003
0.215
0.389
0.186
0.212
0.277
0.398
0.174
0.009
0.162
0.282
0.295
0.337
0.301
0.212
0.011
0.159
0.005
0.244
0.365
0.206
0.633
0.768
0.258
0.325
0.222
0.109
0.356
0.275
0.351
0.239
0.320
0.047
0.288
0.072
0.199
0.063
0.004
0.078
0.184
0.365
0.088
0.002
0.311
0.347
0.209
0.216
0.037
0.824
0.861
0.790
0.573
0.912
0.767
0.681
0.599
0.209
0.311
0.176
0.007
0.053
0.209
0.149
0.184
0.311
0.176
0.334
0.219
0.394
0.006
0.317
0.293
0.068
0.202
0.063
0.192
0.169
0.231
0.265
0.055
0.091
0.807
0.760
0.523
0.217
0.267
0.034
0.148
0.182
0.048
0.533
0.327
0.387
0.057
0.214
0.163
0.067
0.085
0.184
0.291
0.317
0.021
0.138
0.171
0.251
0.199
0.217
0.315
0.327
0.614
0.685
0.597
0.057
0.178
0.034
0.177
0.356
0.108
0.054
0.271
0.162
0.318
0.122
0.316
0.284
0.103
0.172
0.273
0.393
0.321
0.192
0.044
0.003
0.216
0.304
0.371
0.111
0.739
0.607
0.619
0.572
0.537
SQ18
SQ7
SQ10
SQ12
SQ17
SQ27
SQ28
SQ32
SQ33
SQ16
SQ25
SQ26
SQ6
SQ22
SQ23
SQ14
SQ15
SQ21
SQ29
SQ30
暋暋注:a.Rotationconvergedin6iterations.
笔者将这8个因子分别命名为:保证性、可靠性、移情性、响应性、有形性、文化学习、压力释放、审美愉
悦。保证性因子涉及到服务人员自身的素养、知识和技能,这使他们有能力为顾客提供良好的服务,具体包
括测量量表中的SQ1、SQ2、SQ19、SQ31四个题项。可靠性因子涉及到服务人员能够按照事先的承诺提供
服务,值得游客信赖,具体包括测量量表中的SQ4、SQ20、SQ24三个题项。移情性因子指服务人员能够换位
思考,能够想客人所想,急客人所急,具体包括测量量表中的SQ5、SQ9、SQ13、SQ34四个题项。响应性因子
指服务人员对游客的需求能够积极地回应,具体包括SQ8、SQ18两个题项。有形性因子涉及到提供服务的
有形环境,如物质设施、设备、人员等,具体包括SQ7、SQ10、SQ12、SQ17、SQ27、SQ28、SQ32、SQ33八个题
项。文化学习因子涉及到游客在民族村寨旅游过程中,对客观外界知识的感受程度,是一个向内的知识获得
过程,游客可以通过导游讲解或自身观察的方式了解到民族的风土人情、传统文化、民族历史等知识,从而扩
大自己已有的知识面,具体包括SQ16、SQ25、SQ26三个题项。压力释放因子涉及到游客自身的心理调节活
动,由于暂时逃离了日常惯有的生活方式,旅游能够使游客缓解紧张或者不愉快的情绪,使游客收获轻松和
愉快的感觉,具体的测量包括SQ6、SQ22、SQ23三个题项。谢彦君曾说:“尽管旅游者出行的具体目的可能
[13]
不同,但所有旅游者的共同目的都是为了追求愉悦。暠 因此,审美愉悦因子涉及到游客通过听觉、嗅觉、视
觉、触觉乃至整个身心对自然景观、人文景观等其他客观外部世界进行感知和认识,从而使游客收获审美感和
154
赵艳林暋民族村寨游客服务质量感知量表的开发与构建
愉悦感,具体测量包括SQ14、SQ15、SQ21、SQ30四个题项。最终的探索性因子分析结果和信度系数见表2。
表2.服务质量感知量表的探索性因子分析结果和信度系数
Cronback暞s
解释
因子命名
题项
因子载荷
特征值
毩系数
变异量(%)
1
.服务人员始终如一,礼貌待人
.服务人员真诚、热情
9.服务人员具备为游客提供服务所需的知识和技能
0.865
0.812
0.778
2
保证性
4.552
0.919
0.907
13.39
10.67
1
3
1.服务人员的个人修养好(如不打探游客个人隐私、
不讲低级趣味的话题)
0.743
4
.服务人员没有强制消费和隐性消费行为
0.844
0.753
0.681
0.807
0.849
0.557
0.655
0.633
0.768
0.824
0.861
0.790
0.573
0.912
0.767
0.681
0.599
0.807
0.760
0.523
0.614
0.685
0.597
0.739
0.607
0.619
可靠性
20.服务人员能够提供承诺的服务
3.625
2
4.服务人员按照承诺的时间提供服务
.服务人员能够主动地帮助游客
.服务人员能够尽量满足不同游客的合理需求
3.服务人员乐意向游客推荐物美价廉的旅游产品
4.服务人员尊重游客的民族习惯
.服务人员遇到突发事件,愿意及时帮助游客
8.服务人员给游客以快速的服务
.住宿环境干净、配套设施齐全
0.交通便捷、舒适
2.餐饮环境卫生
7.景区基础设施齐全(如有厕所、停车场、休息站等)
7.景区通讯环境好(如手机有信号)
8.所提供的查询信息详细、可靠
2.景区娱乐设施完善
3.服务人员着装得体、整洁
6.旅行增进了对当地风土人情的了解
25.旅行扩大了对民族知识的了解
6.旅行让我增进了对当地民族历史的了解
.旅行让我远离了喧嚣的城市生活,感觉很放松
22.这种自由自在的生活状态,让我心胸很开阔
3.农家质朴恬静的田园生活,让我忘记了烦恼
4.沉浸在民族娱乐、表演活动中让我感觉愉快
5.欣赏景区独具特色的民居建筑
1.喜欢景区优美的自然生态风景
0.民族特色产品(如手工艺品、食品、服饰等)对我有
5
9
移情性
响应性
3.425
3.243
0.883
0.879
11.04
10.08
1
3
8
1
7
1
1
1
有形性
2.947
0.858
9.54
2
2
3
3
1
文化学习
压力释放
2.562
2.223
0.849
0.920
8.67
6.54
2
6
2
1
1
审美偷悦
2.116
0.877
6.22
2
3
吸引力
0.537
总解释变异量74.61%
总量表的Cronback暞s毩系数=0.952
样本数:180份
暋暋注:KMO=0.921;Bartlett暞sTestofSphericity:Chi- square=3.75E3,df=296,p< 0.001。
155
四川师范大学学报(社会科学版)
表2的统计数据显示,量表的总体信度检测值为(Cronback暞s毩系数)0.952,各因子构面的信度检测值
则介于0.849和0.920之间,均高于0.7最低水平值,故可以判定量表具有良好的信度。从效度来看,游客
服务质量感知内容的结构清晰,所有题项在相应因子上的载荷大于0.5,均高于0.4最低水平值;八因子的
累计方差解释率达到74.61%,并且各题项可解释性强、含义清楚,故可以判定包含有31个题项的测量量表
在预测试中体现了良好的结构效度。Churchill认为,阐述构念内涵和范围,产生契合构念内涵和范围的测
验题项,提纯题项而获得的测量量表应当具有较好的内容效度。本研究在开发量表时严格依照了上述程序,
所开发题项均能够较好地反映相应潜在构念,故可以判定量表具有良好的内容效度。
三暋量表的正式验证和确定
为了对探索性因子分析的研究结果进行进一步的验证,本研究紧接着采用了结构方程的验证性因子分
析(CFA)来判定八因子模型是否是最佳的匹配模型。参考吴明隆的建议,验证性因子分析采用以下标准进
行:一维性检验、内部一致性检验、收敛效度和区别效度。
(一)样本
2011年国庆节期间(9月30日至10
月8日)连同笔者在内的15人调研小组再次深入到甲居藏寨、桃坪
羌寨和泸沽湖博树村实施大样本的问卷调查,共计发放问卷650份,回收问卷587份,其中有效问卷485份。
问卷仍然采用李克特七点量尺法,请被试者描述自己对服务质量的感知情况。
在有效样本中,从性别来看,男性占54灡3%,女性占45灡7%;从年龄来看,25-44岁最多,占35灡9%,其
次是15-24岁(占34灡4%)和45-64岁(占26灡3%),最少是65岁以上,占3灡4%;从受教育程度来看,学历
程度较高,本科占36灡3%,研究生及以上占12灡7%,其次分别是大专占25灡5%、高中占17灡6%、高中以下占
7
灡9%;从到村寨旅游的次数来看,首次出游最多,高达84灡7%,其次分别是二次出游占9灡3%、三次出游占
、
四次出游占2灡2%;从出游的方式来看,自驾出游占37灡9%,旅行团出游占35灡5%,其他方式占
3
灡8%
6灡6%;从出游目的来看,以观光、度假和文化学习最多,分别占33灡3%、12灡3%和29灡6%。
二)单一性分析
系统输出的服务质量一阶单一性分析的拟合程度数据如下:x/df=2灡513,GFI=0灡926,AGFI=0灡935,
2
(
2
RMSEA=0灡058,CFI=0灡98,NFI=0灡96,NNFI=0灡97。数据显示,一阶测量模型的所有单一性分析的拟合
2
指标均达到理想水平。随后所做的服务质量二阶因子模型拟合度数据分析如下:x/df=2灡887,GFI=
0
灡972,AGFI=0灡968,RMSEA=0灡030,CFI=0灡936,NFI=0灡933,NNFI=0灡944。GFI、AGFI、CFI、NFI、
[14]
,
NNFI值均高于0灡9最低水平值RMSEA 低于0灡1门槛值 。数据显示,二阶理论模型也具有较好的拟合
度。
(
三)内部一致性和收敛效度检验
对服务质量一阶测量模型进行内部一致性检验的评价指标,本研究选取了Cronbach毩系数、组合信度
CR值,对收敛效度的评价则选取了平均变异抽取量(AVE)。
表3.服务质量一阶因子内部一致性信度及收敛效度检验结果
测量项目
SQ1
标准化负荷(毸) 负荷标准误
临界比率
21.786**
25.893**
28.683**
27.424**
17.390**
14.460**
14.793**
测量误差
0.38
0.31
0.68
0.26
0.47
0.41
0.52
CR
AVE
毩系数
0.79
0.83
0.57
0.86
0.73
0.77
0.69
0.032
0.037
0.034
0.035
0.047
0.052
0.058
SQ2
保证性
可靠性
0.889
0.577
0.859
SQ3
SQ4
SQ5
SQ6
0.774
0.534
0.834
SQ7
156
赵艳林暋民族村寨游客服务质量感知量表的开发与构建
SQ8
SQ9
0.84
0.82
0.71
0.89
0.73
0.82
0.63
0.73
0.62
0.88
0.83
0.76
0.78
0.81
0.73
0.82
0.71
0.79
0.76
0.71
0.86
0.80
0.74
0.78
0.059
0.030
0.037
0.044
0.046
0.057
0.065
0.074
0.033
0.044
0.037
0.053
0.059
0.057
0.032
0.030
0.037
0.059
0.053
0.037
0.067
0.061
0.063
0.059
20.412**
33.569**
21.224**
13.640**
18.837**
20.335**
19.293**
22.247**
24.155**
13.640**
25.893**
17.252**
11.661**
14.793**
24.782**
33.569**
21.224**
17.413**
17.256**
21.224**
19.945**
25.893**
28.683**
11.661**
0.29
0.33
0.50
0.23
0.47
0.33
0.60
0.48
0.65
0.23
0.31
0.42
0.39
0.34
0.47
0.33
0.50
0.37
0.42
0.49
0.26
0.36
0.45
0.39
移情性
响应性
0.889
0.751
0.669
0.602
0.897
0.829
SQ10
SQ11
SQ12
SQ13
SQ14
SQ15
SQ16
SQ17
SQ18
SQ19
SQ20
SQ21
SQ22
SQ23
SQ24
SQ25
SQ26
SQ27
SQ28
SQ29
SQ30
SQ31
有形性
0.935
0.675
0.926
文化学习
压力释放
0.796
0.797
0.566
0.568
0.837
0.825
审美愉悦
0.874
0.634
0.868
毩系数
0.932
暋暋注:a表示固定参数;**表示在0.05水平上显著。
从表3可知,验证性因子分析总量表的毩系数为0灡932,一阶因子构面的毩系数分别为0灡859、0灡834、
灡897、0灡829、0灡926、0灡837、0灡825和0灡868,均高于0灡7最低水平值。各因子下的组合信度CR 值均超过了
0
[14]
[15]664
0
灡6最低水平值
,
这表明量表具有良好的信度。各因子的AVE值均高于0灡5门槛值 ,表明量表具有
良好的收敛效度。
同时,本研究对服务质量做了二阶验证性因子分析(见表4),发现所有一阶因子均与服务质量构念具有
较强的相关关系,且所有参数值均在0灡05水平上达到显著,这显示出所提出的二阶服务质量理论模型拟合
良好。
表4.服务质量二阶验证性因子分析摘要表
2
一阶变量
标准化负荷(毸)
负荷标准误
临界比值
R
测量误差
0.48
a
-
a
-
保证性<———服务质量
可靠性<———服务质量
移情性<———服务质量
响应性<———服务质量
0.72
0.88
0.74
0.81
0.52
0.77
0.55
0.66
0.040
0.041
0.052
9.155**
11.657**
8.844**
0.23
0.45
0.34
157
四川师范大学学报(社会科学版)
有形性<———服务质量
文化学习<———服务质量
压力释放<———服务质量
审美愉悦<———服务质量
0.73
0.78
0.76
0.71
0.033
0.036
0.036
0.032
10.257**
0.53
0.61
0.58
0.50
0.47
0.39
0.42
0.50
11.364**
10.798**
10.957**
暋暋注:a表示固定参数;**表示在0.05水平上显著。
(四)区别效度
将各因子的平均变异抽取量(AVE)值的平方根与各因子间的相关系数r输入下表进行比较,其中因子
的平均变异抽取量(AVE)的平方根位于对角线的位置,相关系数r位于矩阵左下角部分。
表5.服务质量区别效度分析结果
保证性
0.76
0.58
0.65
0.55
0.57
0.53
0.59
0.53
可靠性
移情性
响应性
有形性
文化学习
压力释放
审美愉悦
保证性
可靠性
0.73
0.62
0.53
0.57
0.57
0.63
0.59
移情性
0.82
0.67
0.68
0.64
0.63
0.62
响应性
0.78
0.61
0.72
0.56
0.73
有形性
0.82
0.62
0.68
0.67
文化学习
压力释放
审美愉悦
0.75
0.58
0.52
0.75
0.63
0.80
暋暋从表5可以看出,服务质量各因子AVE值的平方根在0.73至0.82之间,而相关系数的绝对值在0.52
至0.73之间,每个因子AVE值的平方根都大于任何两个因子之间的相关系数,这表明各因子(也即各维
[16]
度)间具有良好的区别效度
四暋结论与启示
。
(一)研究结论与讨论
根据Gronroos关于服务质量内涵的理论视角,遵循科学的量表开发程序,本文开发了民族村寨游客服
务质量感知测量量表。通过文献研究和实地访谈形成了初始的题项库,经过专家修正,形成了包含有35个
题项的初始问卷。使用探索性因子分析,在剔除了4个题项后,得到了一个包含有31个题项的8因子模型。
随后使用大样本验证性因子分析对八因子模型进行检验,其中保证性、可靠性、移情性、响应性、有形性5个
维度是对游客服务传递过程感知的测量;文化学习、压力释放、审美愉悦3个维度是对游客服务传递结果感
知的测量。统计结果表明,最终量表由8因子31个题项组成,测量量表的信度和效度良好,能够准确有效地
测量到游客对服务质量的感知情况。本研究一方面弥补了民族村寨游研究长期以来在其理论关注点上的缺
失,触及到了“主体暠,为后续基于互动视角的实证研究提供了基础;另一方面,本文基于“过程暠和“服务暠的论
证思路实施对民族村寨游客服务质量感知测量量表的建构,在一定程度上也弥补了现有量表仅关注服务传
递过程从而导致结构效度欠佳的缺陷,深化和完善了相关的研究成果。
(二)管理启示
通过民族村寨服务质量感知量表的开发,本文发现,游客对服务质量的感知主要由服务传递过程感知和
服务传递结果感知两部分组成。民族村寨的管理者可以借助于本文所开发的量表对旅游服务结果和旅游服
务过程进行检验,对于游客评分较高的维度和题项继续予以维持,对于评分较低的维度和题项则应采取各种
可能的方法进行提升。就可能采取的提升措施,笔者建议如下。
就旅游服务结果的措施而言,由于民族特色文化是民族村寨旅游的核心吸引力,因此,民族村寨旅游产
品的开发必须寻求差异、凸显特色,应紧紧围绕本民族最具特色的人文及自然资源优势,从食、住、行、游、购、
158
赵艳林暋民族村寨游客服务质量感知量表的开发与构建
娱各个方面提升旅游产品的文化内涵,增强民族村寨旅游产品的市场竞争力。具体操作上,可以针对某一方
面开展专项旅游活动,如民族节庆旅游、民族宗教旅游、民族体育旅游等;也可以开展综合性文化旅游,全面
向游客展示当地的民族特色,如可以通过民族建筑、民族服饰、民族歌舞、民族餐饮、民族宗教、民族工艺等挖
[17]
掘民族传统文化元素 。这种基于真实性和原生性的民族村寨产品开发,能扩大游客的文化知识习得、提
升游客的审美愉悦感受,增加游客的游后收获,提高游客的服务质量感知。
就旅游服务过程的措施而言,在旅游业中,由于服务生产与消费的同时性,服务人员在服务过程中所表
现出来的服务知识、服务技能和职业道德都将直接影响到游客对服务质量感知的高低。而服务所需的知识、
技能和职业道德并不是先天获得的,只能通过后天的学习习得,因此,应当加强对服务人员的管理,做好对服
务人员的培训工作。首先,应当建立和完善服务质量管理体系。各民族村寨景区应参照景区管理条例,结合
民族村寨自身实际情况建立和完善服务质量管理体系,并严格要求员工按照管理体系的规定开展工作。其
次,定期开办学习讲座,注重对服务人员的培训和教育。在行业内,定期举办传艺正德的学习讲座,表彰一批
知识丰富、技能娴熟、道德高尚的优秀服务人员,通过先进人物的模范带头作用,在整个行业营造自律进取的
良好氛围。最后,运用多种奖励方法,提高服务人员的服务积极性。奖励方式上采用物质奖励和精神奖励相
结合,尤其可以奖励服务人员普遍关注的福利待遇,如奖金、公费考察学习等;设立的奖项内容应形式多样,
可以涉及到服务知识、技能、道德各个方面;进一步扩大获奖人数的比例,使多数服务人员通过努力都可获得
不同奖励,从而增强激励效力。
民族村寨通过为游客提供高质量的服务体验,能够提高游客的感知价值和满意度,增强游客的重游意愿
和推荐意愿,提升民族村寨旅游地的经营利润和旅游形象,进而保持民族村寨旅游的健康永续发展。
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[责任编辑:刘萍萍]
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（已满）