試論社會化背景下高校宿管服務改進路徑:基于實證

摘要：基于探究社會化背景下高校宿管服務改進路徑的訴求，通過李克特量表測評X高校宿管服務滿意度值的基礎上，在實證分析路線上，利用基本統計量刻畫分析、方差分析與回歸分析逐步研究出改進路徑的關鍵變量因素；在個案分析技術路線層面，利用實證分析推演出的九個回歸系數較大的解釋變量為深度研究點，借用制度經濟學的制度分析方法，從正式制度層面分析進一步提升滿意度指明改進路徑，也從非正式制度層面提出要加大意識形態資本投資，從行為發生的內在機理上引導與規范服務行為。研究最后通過發揮個案研究與定量分析相結合的優勢，提出了社會化背景下高校宿管服務的改進路徑。

關鍵詞：滿意度；方差分析；回歸分析；制度分析

隨著高校后勤社會化改革的不斷深入，學生宿舍管理體制也發生了相應的變化，在這種變化的過程中，新老體制的交替和不斷碰撞，產生了種種矛盾，也帶來了新的機遇，這就要求我們對學生宿舍管理體制變化中的一些問題，認真加以思考，以便積極應對體制變化后所帶來的挑戰。以湖北X高校宿管服務中心提供的服務為例，同時借鑒國內顧客滿意度理論研究成果和測評方法，對X高校宿管服務進行了一系列的實證與規范性分析研究。

一、相關概念與實證模型的界定

（一）顧客服務滿意度研究厘定

顧客滿意(Customer Satisfactory)理念最早來源于企業，西方“新公共管理”以及“政府再造”運動的開展，在政府部門得以普遍應用?！邦櫩蜐M意度是指顧客通過對某一產品或服務的全面感知結果與其期望或需求相比較后，形成的愉悅或者失望的感覺狀態。通過特定的因果關系模型對顧客滿意程度進行測評得到的指標結果我們通常稱之為顧客滿意指數。”①與此相對應，宿管服務滿意度就是學生對宿管服務的感知績效與自身對該服務的期望值相比較后形成的愉悅或失望的感覺狀態，是實際得到的服務與期望得到的服務之間的匹配程度。宿管服務滿意度測評的最終目的就是通過了解學生的意見，測評學生對宿管服務部門所提供服務的期望與其實際感受的差距，進而得出學生宿管部門如何能夠更好的服務廣大的學生，在哪些方面進行改善和調整是最有效的，是學生最需要的，從而提高校宿管服務的質量。

(二)實證模型選擇

基于在研究方法層面上采用多元線性回歸分析，實證模型選擇多元線性回歸模型切中本文研究需要。元線性回歸模型：

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+……+βpxp+ε (1.1)

式(1.1)中是一個P元的線性回歸模型，它表明被解釋變量y的變化可由兩個部分解釋。第一，是由P個解釋變量x的變化引起y的變化部分，即y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+……βpxp+ε；第二，有其他隨機因素引起的y的變化部分，即ε，稱為隨即誤差。β0，β1，β2，β3……βp都是未知參數，被稱為回歸系數。如果對式1等式兩端進行求期望，則有：

E（y）=β0+β1x1+β2x2+β3x3+……+βpxp （1.2）

式（1.2）稱為多元線性回歸方程，其中估計β0，β1，β2，β3……βp是核心任務之一，由于參數估計工作是基于樣本數據的，由此得到的參數只是參數真值β0，β1，β2，β3……βp的估計值，即 0， 1，

2， 3…… p則有：

（1.3）

式（1.3）被稱為多元線性經驗回歸方程，也是本次實證研究需要求證的回歸方程。

二、問卷設計和調查方法

（一）問卷設計

“由于顧客滿意(CS)是全面質量管理(TQM)的首要原則，是TQM的根本目的，也是企業經營的最高目標。”②這就要全面了解學生對宿管服務的實際感受，了解學生對宿管服務的期望，同時依據湖北X高校宿管服務中心提供的服務標準，構建高校宿管服務滿意度指標體系主要包括五個一級指標，即樓管的工作（X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7分別代表垃圾桶的樓層擺放、對陌生人進出的管理、樓內個人物品停放管理、樓棟大門開關時間、樓管服務態度、衛生清潔的時間安排衛生清潔的質量）、維修人員的工作（X8、X9、X10、X11、X12、X13分別代表維修等待時間、損壞物品的維修費用、進宿舍維修時段、維修人員服務態度、維修的質量、樓內安全巡查檢修檢工作）、衛生檢查人員的工作（X14、X15、X16、X17分別代表衛生檢查的公平性、衛生檢查時的態度、衛生檢查時段的合理性、異性檢查人員進寢室檢查）、宿管文化活動（X18、X19、X20、X21、X23分別代表活動結果的公平性透明性、活動獲獎兌獎可信性、活動內容的吸引力、宿管文化活動的宣傳、宿管文化活動舉辦的次數）、宿管辦公室工作（X24、X25、X26、X27、X28、X29、X30、X31、X32、X33分別代表意見申訴渠道的建設、辦事效率、宿舍安全教育工作、辦公室人員服務態度、個人物品宿舍外停放便利性、對學生違規處理的公平性、對晚歸學生歸寢的管理、大功率的檢查、斷電時間、熱水進寢室服務），做到系統全面了解學生對各項宿管服務的滿意程度。據指標體系，本次調查主要涉及上述的五個一級指標，因此，問卷設計中應該包括五部分。由于本次調查是對學生的主觀態度和觀點的調查，因此采用了最常用的李克特量表的方法進行測量，對所有指標評價均采用李克特5等級量表形式，其中1分代表非常不滿意，2分代表不滿意，3分代表一般，4分代表滿意，5分代表非常滿意。

（二）過濾信息描敘

本研究的取樣來自X高校在校大學生，實測被試900人，實得有效被試860，有效率為96%。其中性別層面上，男生實測410，占性別比例47.7%，女生實測410，占性別比例51.7%；年級層面上，大一年級學生實測人數290，占年級比例33.7%，大二年級學生實測人數289，占年級比例的23%，大三年級學生實測人數198，占年級比例的9.5%，大四年級學生實測人數82，占年級比例的9.5%；月消費層面上，300元以下的實測學生42人，占其比例的4.9%，月消費300-500元的學生425人，占其比率49.4%，月消費500-800元的學生320人，占其比例37.2%，月消費800以上的學生59人，占比例4.9%。

資料來源：對調查問卷數據進行的統計分析。

（三）問卷信度檢驗

對數據的信度評價來檢驗所測數據的可靠性，信度是指測量結果的可靠程度，就是被調查者的真實分值占測量的態度分值的比例。該比例越高說明測量的信度越高，反之越低。本次研究采用的就是克朗巴哈α信度系數與折半系數法?？死拾凸哦认禂悼梢越忉層昧勘頊y試某一等級所得分數的變異中，有多大比例是真分數所決定的，從而反映出測試的可靠程度?！笆褂每死拾凸列哦认禂捣▉頊y量問卷的信度，一般認為α在0.7以上，問卷的信度較高?！雹鄣强死拾凸列哦认禂档臄抵荡笮?，與項數k有關，當k較大時克朗巴哈α信度系數也會較高，因此當研究的項數較大時，往往還要結合其他方法進行分析，如折半系數。折半系數是將量表一分為二后分別計算兩部分的克朗巴哈α信度系數，進而對兩部分量表的信度進行比較。從表3-2可知，各方面的克朗巴哈α信度系數都比較高，總體系數達到0.894。此外，從折半系數來看第一和第二部分的系數均在0.8附近，總體折半系數大于0.8，而且兩部分量表的相關程度基本也在0.7左右，從而說明本調查的信度水平比較好，數據質量較好，可以進行深入的實證分析研究。

資料來源：對調查問卷數據進行的統計分析。

三、實證分析

（一）基本描述統計量分析

滿意率是指在一定數量的調查對象中表示滿意的調查對象所占的百分比，也是用來測評顧客滿意度的一種工具。滿意率1是指“非常滿意”的比率，滿意率2是指“非常滿意”、“比較滿意”的比率之和。滿意度均值用來刻畫所有變量取值的集中趨勢或平均水平，其均值表達式為：

（3.1）

式（3.1）中n表示樣本數，x表示解釋變量。滿意度方差用來刻畫變量取值離散程度，其表達式為：

(3.2)

式(3.2)表明樣本方差是樣本標準差的平方。樣本方差越大，說明變量值之間的差異越大。兩個刻畫滿意度的描敘統計量反映X高校宿管服務滿意度的基本統計信息。在滿意度均為44.1875下，滿意度方差較小，這就說明整體滿意度數據比較緊湊的分布在滿意度均44.1875周圍，即數據的離散程度較小，滿意度的集中趨勢明顯。

（二）不同群體滿意度的差異分析

理論認為“在控制變量不同水平下觀察變量總體方差無顯著性差異是方差分析的基本前提要求，如果沒有滿足這個前提要求，就不能認為各總體分布相同。因此，有必要對方差是否齊性進行檢驗?！阿?/p>

*. The mean difference is significant at the 0.05 level.

表4-2 表明，如果在顯著性水平a為0.05，由于各方差齊性檢驗值所對應的P-值均大于0.05.可以認為不應拒絕原假設，認為不同個性特征控制變量下的滿意度觀測值方差無顯著性差異，滿足方差分析的前提。

1.年級差異對滿意度評價的影響

表4-3是年級控制變量對各滿意度觀測值的單因素方差分析結果，觀測變量樓管服務態度的離差平方總和為835.932，其中年級控制變量引起的可解釋變差為26.783，系統誤差引起的變差為809.150，兩者的方差分別為6.696、0.950，相除所得的F統計量的觀察值為7.050，對應的P-值近似0。如果顯著性a為0.05，P-值小于顯著性a，則應拒絕原假設，認為年級控制變量對觀測變量樓管服務態度產生了顯著性影響。

觀測變量維修人員服務態度的離差平方總和為601.430，其中年級控制變量引起的可解釋變差為2.345，系統誤差引起的變差為599.085，兩者的方差分別為0.586、0.706，相除所得的F統計量的觀察值為0.831，對應的P-值為0.506。如果顯著性a為0.05，P-值大于顯著性a，則應接受原假設，認為年級控制變量對觀測變量維修人員服務態度沒有產生了顯著性影響。

同理，觀測變量辦公室人員服務態度的離差平方總和為810.515，其中年級控制變量引起的可解釋變差為47.088，系統誤差引起的變差為763.427，兩者的方差分別為11.772、0.899，相除所得的F統計量的觀察值為13.092，對應的P-值近似0。如果顯著性a為0.05，P-值小于顯著性a，則應拒絕原假設，認為年級控制變量對觀測變量辦公室人員服務態度產生了顯著性影響。

*. The mean difference is significant at the 0.05 level.

2.性別差異對滿意度評價的影響

由于分析思路如同年級差異對滿意度評價的影響分析，在本部分只進行簡要分析性別差異對滿意度評價的影響?？刂谱兞總€性差異下的F統計量所對應的P-值依次為0.005.0.126、0.454，如果顯著性a為0.05，P-值大于或等于顯著性a，則應接受原假設，認為控制變量個性差異對觀測變量樓管服務態度、維修人員服務態度、辦公室人員服務態度沒有產生了顯著性影響。

*. The mean difference is significant at the 0.05 level.

3.月消費差異對滿意度評價的影響

利用控制變量月消費差異的不同水平是否對觀測變量樓管服務態度、維修人員服務態度、辦公室人員服務態度產生了顯著性影響進行單因素方差分析。本部分的分析技術路線與上述的相似，加之數據表的龐大，也僅僅進行控制變量月消費差異下的F統計量所對應的P-值檢驗。如果顯著性a為0.05，控制變量月消費差異下的F統計量所對應的P-值均大于顯著性a，則應接受原假設，認為控制變量月消費差異對觀測變量樓管服務態度、維修人員服務態度、辦公室人員服務態度沒有產生了顯著性影響。

*. The mean difference is significant at the 0.05 level.

（三）回歸檢驗分析

1.宿管服務滿意度多元線性回歸分析結果

1.1 強行進入策略一

通過樣本數據建立的回歸方程一般不能立即用于對實際問題的預測分析等，通常需要進行擬合優度檢驗，檢驗樣本數據是否聚集在回歸線附近，從而評價回歸方程對樣本數據的代表程度。由于本次所建構的回歸方程為多元回歸方程，需要采用調整的判定系數作為擬合優度檢驗的統計量，由于調整的判定系數0.543比較低，因此可以認為擬合優度一般，由此說明，被解釋變量可以被模型解釋的部分少，不能被解釋的部分多，部分解釋變量與被解釋變量之間的線性關系不顯著，不能保留在回歸方程中，需要進行進一步剔除。

b Dependent Variable: 滿意度

1.2 強行進入策略二

進行部分解釋變量剔除后，依舊需要進行回歸系數檢驗，研究保留在回歸方程每個解釋變量與被解釋變量之間的線性關系是否顯著。表5-2中各列數據項的含義依次為：被解釋變量的來源、離差平方和、自由度、方差、回歸方程顯著檢驗中F檢驗統計量的觀察值和概率P值?？梢钥吹剑罕唤忉屪兞康目傠x差平方和為31.414，回歸平方和及方差分別為18.878和0.524，剩余項平方和及方差分別為12.536和0.051，F的觀測值為10.291，對應的概率P-值近似為0。依據該表可進行回歸方程的顯著性檢驗，如果顯著性水平a為0.05，由于概率P值小于顯著性水平a，應該拒絕回歸方程顯著性檢驗的原假設，認為各回歸系數不同時為0，被解釋變量與解釋變量全體的線性關系是顯著的，可建立線性模型。

b Dependent Variable: 滿意度

2.宿管服務滿意度多元線性逐步回歸分析結果

通過逐步回歸分析，可以看到：在顯著水平a為0.05，解釋變量的回歸系數顯著性t檢驗的概率P-值小于0.05，它們與被解釋變量的線性關系顯著。由此可以建立多元線性回歸模型方程：

y=1.543+0.036x1+0.050x7+0.046X16+0.067x21+0.063x24+0.060x25+0.040x26+0.060x29+0.071x31

a Dependent Variable: 滿意度

計算解釋變量的貢獻率可以利用權重，通常的做法是根據實際問題由專家組研究決定，這里僅從回歸系數來考慮，以各個解釋變量的回歸系數為權數，那么我們就可推知在提高服務滿意度上應著重做好哪些方面的工作。

五、實證結果討論

（一）從實證分析角度推演研究結論

通常理解的實證分析是指，用統計計量方法對數據進行處理的分析方法，實際上這只是計量分析方法，它只是實證分析方法的其中一種方式。實證分析正因依托計量方法的科學性以及實踐中的數據能體現出論證過程的理性與精確，提升研究結論的可信性。

第一，從高效服務滿意度程度來推演結論。在滿意度均為44.1875下，滿意度方差較小，這就說明整體滿意度數據比較緊湊的分布在滿意度均44.1875周圍，即數據的離散程度較小，滿意度的集中趨勢明顯。整體滿意度較明顯的情景下，除控制變量年級差異對觀測變量樓管服務態度、辦公室人員服務態度產生了顯著性影響，控制變量年級差異、性別差異、月消費差異對滿意度觀測值顯著性并不明顯，這就表明不同個性特征的大學生對高校宿管服務認可度較高，同時一個信號就是要求宿管工作者在為學生服務的過程中，做到按學生個性區別對待，滿足不同類型學生對宿管服務的合理要求，將學生對宿管服務實際感受服務質量與期望質量差距縮小。

第二，從影響高效服務滿意度原因來推演結論。一方面，通過對回歸模型的檢驗，發現真正影響服務滿意度的因素（即宿管文化活動的宣傳、對違規學生處理的公平性、辦事效率、大功率的檢查、垃圾桶擺放、宿舍安全教育工作、衛生清潔的質量、衛生檢查時段的合理性、意見申訴渠道建設）約占總因素的25%，這就符合二八定律⑤。毋庸置疑，這就要求宿管工作人員務必做好這25%的真正影響滿意度的工作，才能帶來整體滿意度的上升。另一方面，以各個解釋變量的回歸系數為權數，重點做好權重較大的解釋變量工作，例如，意見申訴渠道建設、宿管文化活動的宣傳、大功率的檢查等，這些解釋變量質量的提高必然會帶來相應的整體滿意度的上升。

第三，從描敘統計量的刻畫、方差分析以及回歸分析綜合推演結論。從宿管文化活動的宣傳、對違規學生處理的公平性、辦事效率、大功率的檢查、垃圾桶擺放、宿舍安全教育工作、衛生清潔的質量、衛生檢查時段的合理性、意見申訴渠道建設這9個權重較大的解釋變量來看，影響高校宿管服務滿意度的因素并不在于外在條件，如硬件的投入等客觀因素，而在于內在條件，如宿管的軟性服務（宿管工作人員的主觀因素等），無疑宿管工作中的重點應該是著重加強各項軟性服務。

（二）從規范性分析角度推演結論

一方面，實證分析過于強調理性分析過程，致使研究中存在的主觀性等分析過程無法進行，非理性的結論更得不到推演，而進行規范性分析才能補充研究中的非理性不足的缺陷。另一方面，實證表述是可以通過對證據的檢驗來肯定或是否定的，而規范表述除了事實，還包括價值，判斷一項政策是好是壞不僅僅看科學事實，還包含我們對倫理道德等主觀性因素的看法。當然這兩者也是互相關聯的，實證分析會對規范分析產生影響，但規范分析結論不僅需要實證分析，還需要價值判斷（Value judgement）。

在進行分析前，我們需要明曉制度是行為人的機會選擇的集合，是行為范疇的框架。從宿管文化活動的宣傳、對違規學生處理的公平性、辦事效率、大功率的檢查、垃圾桶擺放、宿舍安全教育工作、衛生清潔的質量、衛生檢查時段的合理性、意見申訴渠道建設這9個權重較大的解釋變量涉及到正式制度范疇內的工作要求，要通過正式制度嚴肅性與強制性進一步規范行為從而減少工作中的隨意性因素或是機會主義行為?！罢街贫入m然是非正式制度的基礎，但在日常互動中，它們卻極少是形成選擇的明確而直接的來源。”⑥行為科學認為人的行為是在一定得意識引導下而產生不同的行為方向與行為方式，由于非正式制度或約束作為正式制度的補充或延伸，并從人行為內在發生機理上起作用，那么進一步提高宿管服務滿意度工作的改進路徑應該是意識形態的投資，尤其要對員工進行職業教育培訓，從內心認可其職業工作帶來消弭減少工作中的隨意性因素或是機會主義行為，這當然需要配套的機制作為保障，但這里并不作為研究的對象就不進行分析研究。

可以看出在高校宿管服務實際的環境中，正式制度與非正式制度是以一種“膠著”狀態共同對服務滿意度起影響，宿管工作者就需要從這兩方面入手進行滿意度改進。同時，可以窺見隨著高校后勤社會化改革的不斷深入，利用社會力量提高服務質量以此來提升大學生的認同感凝聚力，從而推進高校的自身建設。但需要注意的是，在國家教育經費投入還沒到達占GDP4%的前提與部分高校后勤并還沒有真正實現社會化下，研究的結論并不定具有普適性，這就造成研究上的缺陷與不足，這也將成為后續的實證研究的重點。

參考文獻：

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