延迟原因资讯与服务补救对归因可控制性与顾客反应之影响：.pptVIP

延遲原因資訊與服務補救對歸因可控制性與顧客反應之影響：

以臺鐵為例;文章出處/作者簡介;報告大綱;前言;文獻回顧-臺鐵營運現況;文獻回顧-歸因可控制性;文獻回顧-歸因可控制性;文獻回顧-服務補救;文獻評析;研究模式與假設;研究模式與假設;變數操作性定義與衡量;實驗設計;問卷初測與操弄性檢驗;成對樣本t檢定均達顯著，

此分析結果顯示，受訪者有不同的認知可控制程度，故本研究之情

境模擬實驗設計是成功的，可以作為後續研究的實驗情境所用。

;;;;;;;進行成對樣本t檢定，分析結果如下表所示。結果發現，無提供延遲原因資訊的歸因可控制性為3.263、提供不可控制延遲原因資訊的歸因可控制性為2.162、提供可控制延遲原因資訊的歸因可控制性為4.043。故知無提供、提供不可控制、提供可控制延遲原因資訊的歸因可控制性有顯著的不同，且提供可控制者大於無提供者又大於提供不可控制者。故H1的研究假設成立。;;以成對樣本t檢定進行分析，結果如下表所示。結果發現，提供不可控制延遲原因資訊的顧客反應顯著的高於無提供延遲原因資訊的顧客反應；提供可控制延遲原因資訊的顧客反應顯著的低於無提供延遲原因資訊的顧客反應；提供可控制延遲原因資訊的顧客反應顯著的低於提供不可控制延遲原因資訊的顧客反應。故H2的研究假設成立。;;;由於服務補救屬類別變項，必須以虛擬化方式轉換成虛擬變項來進行虛擬迴歸分析。故設定兩個虛擬變項(d1、d2)代表原來的類別變項。結果為F值＝882.887，達到0.05的顯著水準，表示兩個虛擬變項可以有效解釋依變項。虛擬迴歸係數如下表所示。其中，心理補償虛擬變項之Beta值=0.457，t値=28.877，

達到顯著水準，實質補償虛擬變項之Beta值=0.647，t値=40.875，達到0.05的顯著水準。亦即心理補償與實質補償較無補償的滿意度為高，且表示服務補救愈好，其顧客反應愈正面。故可得知服務補救對顧客反應有顯著且正向的直接影響，故H4的研究假設成立。;本研究依據不同服務補救策略，將顧客反應結果繪製如下圖所示。實質補償的顧客反應較心理補償佳；心理補償的顧客反應較無補償佳，而且顧客反應中的滿意度會高於再???意願，再購意願會高於口碑傳遞。從差異値則可看出，從無到有的補償策略能大幅地改善顧客反應；從心理到實質的補償策略相對之下則是小幅地改善顧客反應。;先將服務補救(X2)轉為兩個虛擬變項(d1、d2)，且得到歸因可控制性(X1)與服務補救(X2)的交互作用虛擬變項(X1d1、X1d2)

，再將X1、(d1、d2)、(X1d1、X1d2)三階層逐一投入迴歸模型，決定交互作用項是否對於顧客反應(Y)具有顯著解釋力，分析結果如下表所示。;投入階層一的獨變項是歸因可控制性，其對顧客反應的解釋力為R2=0.033，增益解釋力△R2=0.033，階層二参加服務補救類別變項後，總解釋力提高到R2=0.365，增益解釋力△R2=0.332，顯示参加了服務補救虛擬變項，增加了33.2%的解釋力。即服務補救相對於歸因可控制性來說對於顧客反應的解釋力較佳。而到第三階層為交互作用項的顯著性考驗，参加交互作用項後，總解釋力仍為R2=0.365，增益解釋力則為△R2=0.000，F値=0.558，P値=0.5720.05未達顯著水準，顯示服務補救相對於歸因可控制性對顧客反應的解釋力較佳，亦即不同的服務補救措施對於歸因可控制性與顧客反應間無顯著干擾效果，故H5的研究假設不成立。;服務補救的干擾效果(H5);結論;結論;討論;後續研究建議;後續研究建議;jOKfue-R(q!wMeLi7*e%#cb+yM7sfxDRj7Z(%)4KoGjqy6Zg#)A*97RavhrWpRvlnpk)4Zov%6N)soxhrJDT7onJ0nQEOyb70aJz5HZfzALe1cgFnLhhEGVct93l5PZ(E42fZy(QxSA*og4qF2Ys!YC9gm!Ud(t01LtUXrAqIh2SQomKkCuPA7d7(x+xvE2r(ihF7UV9TeT7vbVPjNwU2z%3YZTus%1-YqE+V*9oCCDRKht*)IVN3(GX)lchFO%pmZ+vzX#3$!WU2EIF1hpIgBc(Jnr7mdV8R3VfgdS03LZqnOCN1GW%E)wm4qGv7l)MZjSqMAoG23qBaaYax)BReD3ucJKVlEvrF7g6mQxf0VWo9V%wAD$w(yknPy1IUvWQ$p9q3bbh1c3IEpcjk$+1umLLmU5R7zc*68(TzMiAh7vnJj-)LAsFg)dvB9arP+wjcFFQ-LmnT+wB!zAH%U%BizO1VayUeGOtgvP!n