导读:智慧旅游满意度问卷测试信度效度检验分析【表】。由于“智慧旅游营销”和“智慧旅游公共服务平台”在功能上存在某种重复,导致“智慧旅游营销”因子小于0.5,因此删除。而“网络服务”在因子分析中被视为“智慧旅游感知质量”潜变量,与最初模型构想有出入,可归结为在现实旅游过程中网络服务是智慧旅游的基础,缺少这一因素后续的各环节将难以展开,因此视为智慧旅游感知质量中的必然要素。
参考:《中国文化旅游业行业发展现状及未来五年盈利战略研究报告》
1 信度效度分析
信度分析结果见表3,各层面的克朗巴哈系数(Cronbach's Alpha)为0.72—0.88,总克朗巴哈系数为0.84,值超过0.8,说明问卷具有较好的可靠性和稳定性。效度通过了KMO和巴特勒球形(Bartlett)检验(表4),KMO统计量值为0.892,大于0.7的标准;且巴特勒球形检验的P值为0.000,说明问卷测试的可靠性较强,内部一致性可接受,适合进行因子分析。
表3 问卷信度检验
潜变量 | Cronbach's Alpha | 项数 |
智慧城市发展水平(IC) | 0.88 | 4 |
智慧旅游感知质量(IPQ) | 0.87 | 8 |
智慧旅游预期(AT) | 0.85 | 3 |
智慧旅游感知价值(PV) | 0.85 | 3 |
智慧旅游满意度(TS) | 0.88 | 3 |
游客抱怨(TC) | 0.72 | 2 |
游客忠诚(TR) | 0.83 | 2 |
总问卷TOTAL | 0.84 | 25 |
取样足够度的Kaiser-Meyer-Olkin度量 | 0.892 | |
Bartlett的球形度检验 | 近似卡方 | 1224.191 |
df | 0.276 | |
Sig. | .000 |
表4 KMO和Bartlett的检验
本文采用主成分分析法进行探索性因子分析,使用SPSS17.0软件对数据进行斜交旋转,以指标特征值≥1提取,且因子载荷超过0.5的保留,结果见表5。分析结果显示,约有7个公共因子对问卷解释率达78.24%,与模型假设基本一致。但还有个别观测变量需要调整,包括由于“智慧旅游营销”和“智慧旅游公共服务平台”在功能上存在某种重复,导致“智慧旅游营销”因子小于0.5,因此删除。而“网络服务”在因子分析中被视为“智慧旅游感知质量”潜变量,与最初模型构想有出入,可归结为在现实旅游过程中网络服务是智慧旅游的基础,缺少这一因素后续的各环节将难以展开,因此视为智慧旅游感知质量中的必然要素。
表5 探索性因子分析
变量 | 因子载荷 | ||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
智慧产业 | 0.748 | | | | | | |
智慧治理 | 0.878 | | | | | | |
智慧环境 | 0.819 | | | | | | |
网络服务 | | | | | 0.752 | | |
虚拟旅游 | | | | | 0.762 | | |
智慧购物 | | | | | 0.771 | | |
智慧旅游交通 | | | | | 0.796 | | |
智慧旅游公共服务平台 | | | | | 0.811 | | |
景区智慧管理 | | | | | 0.747 | | |
智慧酒店 | | | | | 0.806 | | |
智慧旅行社 | | | | | 0.826 | | |
智慧旅游营销 | | | | | | | |
总体预期 | | | | 0.771 | | | |
智慧旅游可靠性预期 | | | | 0.889 | | | |
智慧旅游特色预期 | | | | 0.868 | | | |
节约成本 | | | 0.813 | | | | |
出游感知成本 | | | 0.807 | | | | |
总价值感知 | | | 0.911 | | | | |
与预期相比较 | | 0.848 | | | | | |
与理想相比较 | | 0.856 | | | | | |
总体满意度 | | 0.849 | | | | | |
向管理部门反映 | | | | | | 0.712 | |
负面宣传 | | | | | | 0.688 | |
经常重游 | | | | | | | 0.797 |
正面宣传 | | | | | | | 0.822 |
在以上基础之上,对模型的组合信度(composite reliability,CR)进行检验,结果见表6。潜变量组合信度为0.66-0.93,大于0.50的参考标准;平均方差提取值(average variance extracted,AVE)为0.51-0.72,均大于0.5的临界值;同时,各因子载荷均通过了显著性检验。由此可见,模型和量表的设计较合理,观测变量较好地解释了潜变量。
表6 问卷效度
注:***表示P<0.001。

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