餐饮外卖顾客满意度对顾客忠诚度的影响——以顾客信任为调节变量

苏 伯 文，赵 树 平，胡 其 亮

（1.安徽国际商务职业学院 商贸流通学院，安徽 合肥 230013；2.合肥工业大学 管理学院，安徽 合肥 230009；3.安徽工商职业学院 管理学院，安徽 合肥 231131）

2019年12月，美团研究院发布的《中国外卖产业调查研究报告》显示，2019年1月至9月外卖的交易额为4 420亿元，预计全年的交易额为6 035亿元，较2018年4 613亿元的交易额增长30.8%[1]。在外卖的所有交易中，美食占所有品类的金额最多，其次是甜点饮品。餐饮类外卖是O2O的一个分支，潜力巨大，尤其是青年群体。按照国家统计局的标准，青年群体的年龄为15～34岁，按照中华全国青年联合会标准，青年群体的年龄为18～40岁[2]。因此餐饮外卖平台要尽可能保持竞争的优势，就必须赢得青年群体的认同。青年群体对餐饮外卖的消费态度不一致，势必影响餐饮外卖的发展，唯有通过食品、平台、配送等方面的优化升级，提升顾客满意度，争取顾客信任，提高顾客忠诚度。因此，明确青年群体餐饮外卖顾客满意度的影响因素，透视青年群体对餐饮外卖的顾客忠诚的内在机理，对引导青年群体餐饮外卖的理性消费，提高顾客忠诚度，促进餐饮外卖的健康发展具有重要意义。

一、文献回顾及研究假设

Carolyn Conway对顾客满意度开展实证研究，他认为企业的服务尤其一线员工的服务质量是影响客户满意度的关键所在，相较之下餐厅内外部设计影响较小[3]。孟子敏通过建立连锁餐饮客户满意度模型进行实证分析，表明餐厅环境、员工服务、餐品质量、服务及时性以及餐厅的便利性对客户满意度均产生一定影响[4]。黎传熙、刘丽华以在线餐厅为研究对象，从服务、平台、信息、食品、营销五大方面探求顾客满度意影响因素及所占比重[5]。曾剑秋、王帆认为青年群体餐饮顾客满意度受到食品质量、价格、食品价格、配送质量、平台服务质量的影响[6]。

由此假设：

H1：食品质量对顾客满意度有显著正向影响；

H2：价格对顾客满意度有显著正向影响；

H3：配送质量对顾客满意度有显著正向影响；

H4：平台服务质量对顾客度满意有显著正向影响。

美国学者费耐尔从顾客期望、顾客感知质量与价值等方面开展顾客忠诚度的研究，通过构建顾客满意度模型（CSI），分析影响客户忠诚度的因素[7]。赵豫西通过因素分析，认为客户忠诚度与客户感知价值、客户满意度之间呈现正相关关系[8]。涂海棠以跨境电商平台为研究对象，提出客户忠诚度会随着客户信任度的提高而增长[9]。陈运娟、雷飞飞针对外卖平台，构建客户忠诚度影响模型，发现平台信任度、商家服务质量与客户满意度均会对其客户忠诚度产生一定的影响[10]。谢春昌将客户忠诚度的研究视角嵌入客户与商家的互动过程，认为双方互动质量的高低会对客户忠诚度产生直接影响[11]。邓之宏、张国俊认为青年群体餐饮顾客忠诚度受到其满意度的影响，同时顾客信任对顾客满意度有一定的调节作用，并影响顾客忠诚度[12]。

由此假设：

H5：顾客满意对顾客忠诚有显著正向影响；

H6：顾客信任对顾客满意和顾客忠诚的关系有调节作用。

二、研究设计

（一）调查问卷设计

本次问卷共设计7个变量，其中“食品质量”“价格”“配送质量”“平台服务质量”“顾客满意度”和“顾客信任”6个变量采用李克特5点量表，“非常不认同”的赋值为1，“非常认同”的赋值为5；“顾客忠诚”采用的是次数，1次及以下赋值为1，4次及以上赋值为4[13]。具体的变量设定见表1。

表1 变量设定一览表

（二）数据收集

本次调查问卷采用网络调查法收集数据，并实证分析。对青年群体外卖顾客忠诚度问卷问卷星平台生成网络问卷，以“滚雪球”方式对全国青年群体进行访问，本次调查从2020年6月开始，历经2个月，共收集问卷650份，其中有9份无效问卷，予以剔除，共获得641份有效问卷。

（三）研究模型

综合分析，青年群体餐饮外卖的顾客满意度对其顾客忠诚度的影响因素，构建食品质量、价格、食品价格、配送质量、平台服务质量影响顾客满意度，以顾客信任作为调节变量影响顾客满意度对顾客忠诚度关系的概念模型。如图1所示。

图1 青年群体餐饮外卖顾客满意度对顾客忠诚度的影响模型

三、描述性统计

（一）样本特征

运用SPSS24.0软件分析调研的数据，得出在性别比例上，女生居多（56.94%），男生次之（43.06%）；青年群体所在地区以省会城市为主（55.85%），其次是地级市（23.09%）；根据年级分布情况上看，90后人数最多（40.85%），其次是00后（37.22%）；青年群体用于外卖餐饮的费用，201～300元的最多（29.49），调查的样本特征，见表2。

表2 样本特征统计表

（二）信效度

1.信度

通过Cronbach’s Alpha进行信度分析，Cronbach’sα整体值为0.932，大于0.9，食品质量、价格、配送质量、平台服务质量的Cronbach’sα都在0.722～0.857之间，达到0.7的临界值，表明信度良好；四个变量的组合信度CR值在0.795～0.946之间，超过临界值0.7，说明信度良好；四个变量中的平均提取方差AVE值0.592～0.897之间，超过临界值0.5，表明四个变量的聚敛效度较好[14]。综合说明调研的数据非常可靠，见表3。

表3 信度与效度检验

2.问卷效度

通过SPSS24.0检验问卷的信效度，自变量是“食品质量”“价格”“配送质量”“平台服务质量”四个变量，中间变量是“顾客满意度”，调节变量是“顾客信任”，因变量是“顾客忠诚”。通过KMO和巴特利特检验，KMO值为0.952，显著性检验sig值为0.000，表明问卷的效度非常高，适用因子分析；在二级指标的问卷中，最小KMO值是0.500，是由于此问卷只有2个问卷，只需整体达标即可，不影响整体问卷质量，表明问卷有效[15]，见表4。

表4 KMO和巴特利特检验

四、实证分析

（一）食品质量对顾客满意的回归分析

食品质量包括食品种类（X11）、食品卫生（X12）、食品味道（X13）和食品与网站描述相符（X14）的4个变量。在食品种类中，认为食品种类丰富的占比最多（69.33%），不认可最少（1.88%）；在食品卫生中，认为卫生的占比最多（45.71%），认为最不卫生的最少（2.34%）；在食品味道中，认为味道好的占比最多（51.95%），认为味道很不好的占比最少（2.5%）；在食品与网站描述是否相符中，认为相符的占比最多（50.23%），很不相符的最少（2.03%）。通过食品质量对顾客满意的多元线性回归结果分析，4个变量的回归系数B值在0.022～0.323之间，都为正数，说明正相关；显著性在0.000～0.029之间，在给定的概率P=0.05情况下，说明显著的相关性；方差膨胀系数VIF在1.894～2.231之间，VIF小于5，表明没有多重共线性[16]，检验通过，见表5。由此得出食品质量对顾客满意呈显性正相关的结论。

（二）价格对顾客满意的回归分析

价格包括食品价格（X21）和优惠力度（X22）的2个变量，在食品价格中，认为性价比比较高的占比最高（50.55%），性价比很不高的占比最低（2.13%）；在优惠力度中，认为优惠力度大的占比最高（50.23%），认为没有优惠的占比最低（2.96%）。通过食品质量对顾客满意的多元线性回归结果分析，2个变量的回归系数B值在0.149～0.609之间，都为正数，说明正相关；显著性在0.000～0.020之间，在给定的概率P=0.05情况下，说明呈显著的相关性；方差膨胀系数VIF都为2.717，VIF小于5，表明没有多重共线性，回归检验通过，见表5。由此得出价格对顾客满意呈显性正相关的结论。

表5 食品质量对顾客满意的回归结果

表6 价格对顾客满意的回归结果

（三）配送质量对顾客满意的回归分析

配送质量包括配送及时（X31）、配单正确（X32）、配送完好（X33）、送餐态度（X34）4个变量。在配送及时方面，认为配送及时的占比最高（60.06%），认为最不及时的占比最低（2.34%）；在配单是否正确方面，认为正确的占比最高（65.21%），认为非常不正确的占比最低（2.23%）；在配送完好和温度方面，认为既完好又保持温度占比最高（46.8%），认为都非常无法保证占比最低（4.21%）。通过食品质量对顾客满意的多元线性回归结果分析，4个变量的回归系数B值在0.007～0.327之间，都为正数，说明正相关；显著性在0.000～0.026之间，在给定的概率P=0.05情况下，说明显著的相关性；方差膨胀系数VIF在1.018～2.425之间，VIF小于5，表明没有多重共线性，检验通过，见表7。由此得出配送质量对顾客满意呈显性正相关的结论。

表7 配送质量对顾客满意的回归结果

（四）平台服务质量对顾客满意的回归分析

平台服务质量包括操作简便（X41）和响应及时（X42）2个变量。在网站平台操作简便方面，认为操作简便占比最高（72.39%），认为不简便占比最低（1.4%）；在网站平台响应及时方面，认为响应及时占比最高（69.42%），认为响应非常不及时的占比最低（3.43%）。通过食品质量对顾客满意的多元回归结果分析，2个变量的回归系数B值在0.191～0.454之间，都为正数，说明正相关；显著性0.000，在给定的概率P=0.05情况下，说明具有非常显著的相关性；方差膨胀系数VIF为1.257，VIF小于5，表明没有多重共线性，检验通过，见表8。由此得出网站平台服务质量对顾客满意呈显性正相关的结论。

表8 平台服务质量对顾客满意的回归结果

（五）验证顾客信任对顾客满意的调节效应

研究顾客信任（M2）对顾客满意（M1）的调节效应，分为三步：第一步，将顾客满意作为前置变量，顾客忠诚作为结果变量进行多元回归（见表9模型1）；第二步，引入顾客信任变量，即将顾客满意和顾客信任作为自变量，顾客忠诚作为结果变量再进行多元线性回归（见表9模型2）；第三步，引入顾客满意和顾客信任的交互变量，即引入顾客满意和顾客信任两个变量的乘积（M1*M2），再以顾客忠诚作为结果变量进行多元线性回归（见表9模型3）。为了降低模型的估计偏差，在分析调节效应之前，首先对顾客满意、顾客信任、顾客忠诚三个变量实行平均数中心化处理，再进行构建调节效应的交互项。

通过调节效应的交互分析，3个模型中的回归系数B值在0.025～1.181之间，都为正数，说明正相关；显著性0.000～0.048，在给定的概率P=0.05情况下，说明具有非常显著的相关性；方差膨胀系数VIF为1.000～3.726，VIF小于5，表明没有多重共线性，检验通过。从表9可以得出，M1的回归系数B值逐渐减少，说明顾客满意的影响在降低，顾客信任影响在增加；交互后的M1*M2的回归系数B值为0.225最高，显著性为0.033，表明顾客满意和顾客信任的交互对顾客忠诚呈正方向显著影响。调整后R方中模型3中（0.051）较模型2（0.047）有所增加，说明M1*M2的拟合效果比M1有所提升。这证明了青年群体餐饮外卖顾客满意度越高，顾客信任越强，使得顾客忠诚就越高，就越能提高重复订餐的次数。因此，证明H6假设成立。

表9 顾客信任的调节作用检验结果

五、结论与建议

（一）研究结论

本研究以青年群体为研究对象，了解基于顾客信任效应的调节下，青年群体的餐饮外卖的顾客满意度对顾客忠诚度的影响。餐饮外卖对青年群体的顾客忠诚度的影响是多方面的，受到“食品质量”“价格”“配送质量”和“平台服务质量”的多重影响，与顾客满意度具有显著正向相关性，并与顾客信任度的调节效应充分结合，对顾客忠诚度产生进一步影响。

1.顾客满意度对顾客忠诚度的影响

青年群体的餐饮外卖顾客满意度受到食品质量、价格、配送质量和平台服务质量的影响，且呈正向显著影响，见表10。食品质量与食品种类、食品卫生、食品味道和食品与网站描述相符等指标密切相关，青年群体的满意度与上述因素显著正相关；价格越低，性价比越高，青年群体的满意度就越高；配送质量与配送及时、配单正确、配送完好和送餐态度等指标密切相关，青年群体的满意度与上述因素显著正相关；配送平台提供高质量和个性化的精准服务的水平越高。青年群体的满意度就越高。

2.顾客信任度对顾客满意度的调节效应

青年群体的顾客忠诚度受到顾客满意度的影响，且呈正向显著影响；顾客满意度和顾客信任度在交互影响、耦合互动后，对顾客忠诚度的正向显著影响更大，见表10。顾客信任度主要与支付安全信任、顾客隐私信任、平台优选推荐等因素相关，青年群体对餐饮平台的信任度越高，对顾客满意度的调节效应就越大，顾客忠诚度就越高。

表10 研究假设的检验结果

（二）对策建议

1.提升食品质量和性价比，提高顾客满意度

提升餐饮外卖的食品质量，丰富外卖产品的种类，适当增加早餐与宵夜的外卖服务；加强卫生监督部门的检查力度，优化餐饮外卖的卫生环境；丰富餐饮的口味，尽可能满足多数青年群体的要求；保证平台网站的描述与实际食物相符合，降低投诉率；提供有竞争性和亲民性价格的食品，定期提供优惠券，提升平台的黏性，提高顾客满意度。

2.提升配送和平台的服务质量，提高顾客满意度

不论是配送服务还是平台服务，及时性非常重要，直接影响顾客满意度。在配送的过程中，尽可能达到配送时间的最优化，提高食品配送的质量。推出丰富各种规格的恒温热箱、软包、冷箱，不断完善恒温设备配送。商家要提升服务响应时间，第一时间处理顾客的订单，尽量缩短顾客的等待时间，提高顾客满意度。

3.优化餐饮平台系统，提高顾客信任感

优化平台系统以防止出现因系统漏洞而给商家和顾客带来不便，对于顾客反馈的问题，要及时检查，尽快处理。强化审核把关，严格准入机制，防止出现无资质商家在平台线上登记，在线下无证经营。建立和完善诚信机制，要求网站上发布的食品信息和餐饮商家的实物相一致，若有问题，双方共同承担连带责任和义务，防止互相推诿，建立平台网站、餐饮商家以及顾客的共同体，不断增进信任。