服務補救的干擾效果

本小節以整體資料對於本研究之假設H5 進行混合迴歸分析。為了建立相乘 的交互作用乘項，必須利用虛擬迴歸分析，將服務補救(X2)變項虛擬化，由上節 可知因此產生兩個虛擬變項(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)，再利用階層迴歸策略，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依變項顧客 反應(Y)具有顯著解釋力。分析結果如表 4.27 所示。

表4.27 混合迴歸分析模式摘要結果

全體模型 變更統計量

模式 R R² Adjusted

R² △R² F Change F Change P 值 1：X1 0.181^a 0.033 0.032 0.033 120.244 0.000 2：X1+(d1、d2) 0.604^b 0.365 0.364 0.332 928.125 0.000 3：X1+(d1、d2)+

(X1d1、X1d2) 0.604^c 0.365 0.364 0.000 0.558 0.572 a. 預測變數：(常數)，歸因可控制性

b. 預測變數：(常數)，歸因可控制性，心理補償虛擬變項，實質補償虛擬變項

c. 預測變數：(常數)，歸因可控制性，心理補償虛擬變項，實質補償虛擬變項，交互 作用項1，交互作用項 2

由表4.27 模式摘要中，顯示各階層全體解釋力(R²)與增益解釋力(△R²)。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 3.3%，增益解釋 力△R²=0.033，階層二加入服務補救類別變項後，總解釋力提高到 36.5%，增益 解釋力△R²=0.332，顯示加入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，加入交互作用項後，總解釋力仍為36.5%，增益解釋 力△R²=0.000，F 値=0.558，P 値=0.572>0.05 未達顯著水準，表示歸因可控制性 與服務補救的交互作用不顯著，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。

由上述結果得知干擾效果沒有統計意義，故H5 的研究假設不成立。

此外，各階層迴歸模式係數分析結果如表4.28 所示。由表 4.28 係數分析中 可知，常數項等於 3.533，第一階層的獨變項歸因可控制性可有效解釋依變項顧 客反應，β=-0.181，t 值＝-10.966，P 值＝0.000＜0.05，達到 0.05 的顯著水準，

表示當旅客的歸因可控制性愈高時，其顧客反應愈負面；或當旅客的歸因可控制 性愈低時，其顧客反應愈正面。而第二階層的兩個虛擬變項心理補償(β=0.457，

t 值＝29.608，P 值＝0.000)、實質補償(β=0.647，t 值＝41.910，P 值＝0.000)均 達顯著，表示相對於參照組無補償，心理補償與實質補償的顧客反應較高。

由於前述分析未得到研究假設 H5：不同的服務補救措施對於歸因可控制性

反應的線性關係趨於同質，故交互作用不明顯，無調節作用。

♦ 從各補償迴歸式之間往上平移的幅度來看，無補償到心理補償往上平移的幅 度，大於心理補償到實質補償往上平移的幅度，此圖示與「4.4.2 服務補救 對顧客反應的直接影響」所得到的結果相符合。

♦ 此外，圖 4.3 中，a 點為高歸因可控制性、給心理補償的顧客反應；b 點為 低歸因可控制性、無任何補償的顧客反應。由圖中可知，a 點之垂直座標高 於b 點，亦即 a 之顧客反應高於 b 之顧客反應。因此，給予旅客心理補償，

即使是在高歸因可控制性下，其顧客反應仍會優於低歸因可控制性、無任何 補償之顧客反應。

由以上可知，業者在服務失誤發生時，給予適當的補償是很重要的，若是在 資源有限的情況下，即時僅給予心理補償仍可有效改善顧客反應，若是在資源充 足的情況下，給予心理補償再加上實質補償更能改善顧客反應，提高其滿意度、

再購意願與口碑傳遞。