后疫情時代消費者餐飲消費意愿研究-以江門市為例

ADDINCNKISM.UserStyle摘要隨著2022年12月7日國務(wù)院重磅發(fā)布十條防疫政策，宣告我國三年疫情開始全面放開，迎來了后疫情時代。與疫情防控時相比，在后疫情時代，人們的生活方式和工作狀態(tài)逐漸脫離了克制和戒備的狀態(tài)，社會各行各業(yè)的運作也步入正軌。其中，餐飲行業(yè)的恢復(fù)和發(fā)展，給消費者帶來更多的餐飲消費選擇。本文立足于后疫情時代，利用問卷星系統(tǒng)設(shè)計問卷，通過和對江門市居民的問卷調(diào)查搜集到的數(shù)據(jù)，運用描述性統(tǒng)計、線性回歸方法，分析了消費者的餐飲支出變化、就餐方式變化、餐飲偏好變化以及影響消費者餐飲消費意愿的因素。研究得出的相關(guān)結(jié)論如下：疫情前后，消費者餐飲消費特征變化顯著，后疫情時代下，消費者的人文需求、社會文化感知、安全意識和餐廳外觀及服務(wù)評價均有對餐飲消費意愿起促進作用的因素，但人口學統(tǒng)計變量性別、年齡段、學歷為、婚姻狀況和個人平均月（生活費）都不會對被調(diào)查者的餐飲消費意愿產(chǎn)生影響。最后，在得出相關(guān)結(jié)論的基礎(chǔ)上，提出了以下幾點建議：一是拓寬餐飲經(jīng)營模式，完善外賣點餐渠道；二是保證餐飲菜式品質(zhì)，不斷創(chuàng)新餐飲新菜式；三是強化餐飲營銷策略；四是加強餐飲衛(wèi)生安全管理。關(guān)鍵詞：后疫情時代；餐飲消費意愿；江門市AbstractWiththereleaseoftenepidemicpreventionpoliciesbytheStateCouncilonDecember7,2022,itwasannouncedthatChinahasstartedtofullyliberalizetheepidemicinthepastthreeyears,usheringinapostepidemicera.Comparedtotheepidemicpreventionandcontrolperiod,inthepostepidemicera,people'slifestylesandworkconditionshavegraduallydeviatedfromastateofrestraintandvigilance,andtheoperationofvariousindustriesinsocietyhasalsoenteredtherighttrack.Amongthem,therecoveryanddevelopmentofthecateringindustryhavebroughtconsumersmorechoicesforcateringconsumption.Thisarticleisbasedonthepostepidemiceraandusesthequestionnairestarsystemtodesignaquestionnaire.ThroughdatacollectedfromasurveyofresidentsinJiangmenCity,descriptivestatisticsandlinearregressionmethodsareusedtoanalyzechangesinconsumerdiningexpenses,dininghabits,preferencesandfactorsthataffectconsumerdiningwillingness.Therelevantconclusionsofthestudyareasfollows:beforeandaftertheepidemic,thecharacteristicsofconsumers'cateringconsumptionhavechangedsignificantly.Inthepostepidemicera,consumers'humanisticneeds,socialandculturalperception,safetyawareness,restaurantappearanceandserviceevaluationhaveallplayedaroleinpromotingthewillingnessofcateringconsumption,butdemographystatisticalvariablesgender,age,educationNeithermaritalstatusnorpersonalaveragemonthlylivingexpenseswillhaveanimpactontherespondents'willingnesstoconsumefoodandbeverage.Finally,basedontherelevantconclusions,thefollowingsuggestionsareproposed:firstly,broadenthecateringbusinessmodelandimprovethedeliveryandorderingchannels;Thesecondistoensurethequalityofcateringdishesandcontinuouslyinnovatenewcateringstyles;Thirdly,strengthencateringmarketingstrategies;Thefourthistostrengthenthemanagementofcateringhygieneandsafety.Keywords:postpandemicera;Foodandbeverageconsumptionwillingness;JiangmenCity目錄TOC\o"1-3"\h\u摘要 IIAbstract III第1章緒論 11.1研究背景 11.2研究意義 21.2.1理論意義 21.2.2實踐意義 21.3研究目的 21.4研究內(nèi)容 31.5研究方法 41.5.1問卷調(diào)查法 41.5.2數(shù)理統(tǒng)計分析法 4第2章文獻綜述 52.1消費意愿的概念 52.2消費者餐飲消費意愿影響因素的研究 52.3新冠疫情下消費者餐飲消費狀況變化研究 62.4國內(nèi)外研究總結(jié) 62.4.1消費者餐飲消費意愿影響因素研究總結(jié) 62.4.2新冠疫情下消費者餐飲消費狀況變化研究總結(jié) 7第3章問卷基本情況 83.1問卷結(jié)構(gòu) 83.2問卷發(fā)放和回收情況 93.3問卷信效度分析 93.3.1信度分析 93.3.2效度分析 11第4章后疫情時代餐飲消費意愿分析 144.1調(diào)研對象基本信息 144.2疫情前后餐飲消費變化描述性統(tǒng)計分析 154.2.1后疫情時代餐飲消費支出變化分析 154.2.2.疫情前后餐飲就餐方式變化分析 164.2.3疫情前后餐飲消費偏好變化分析 174.3后疫情時代餐飲影響消費意愿因素分析 214.3.1從被調(diào)查者個人基本狀況分析對餐飲消費意愿的影響 214.3.2從被調(diào)查者的人文需求分析對餐飲消費意愿的影響 224.3.3從被調(diào)查者的社會文化感知分析對餐飲消費意愿的影響 234.3.4從被調(diào)查者的安全衛(wèi)生意識分析對餐飲消費意愿的影響 264.3.5從餐廳外觀及服務(wù)評價分析對餐飲消費意愿的影響 29第五章結(jié)論與建議 325.1結(jié)論 325.2對策建議 32參考文獻 33致謝 35附錄：調(diào)查問卷 36緒論1.1研究背景民以食為天，自改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟水平不斷發(fā)展，居民收入水平不斷提高，中國老百姓也逐步實現(xiàn)了從“吃飯難”到“吃好飯”的轉(zhuǎn)變。進入二十一世紀，中國人民對餐飲的消費需求也不斷發(fā)生著變化，他們普遍開始追求健康美食、營養(yǎng)美食、特色美食及便捷美食等。中國是人口大國，人口基數(shù)大，餐飲消費市場龐大，近年來，我國餐飲業(yè)規(guī)模持續(xù)擴大，根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，中國餐飲業(yè)市場規(guī)模持續(xù)壯大，2011年突破2萬億，2015年突破3萬億，2018年更是突破4萬億，達到4.27萬億，占國民經(jīng)濟產(chǎn)值的4.7%。2019年餐飲行業(yè)收入為4.7萬億，同比增長9.4%。但隨著疫情的爆發(fā)，我國餐飲行業(yè)遭受到了沉重的打擊，根據(jù)中國烹飪協(xié)會發(fā)布2020年新冠肺炎疫情對中國餐飲業(yè)影響報告顯示，相比去年春節(jié)，疫情期間，78%的餐飲企業(yè)營業(yè)收入損失達100%以上，營收損失在七成以下的僅為5%。經(jīng)過三年國家與人民的共同努力下，疫情得到了可觀的控制，各地政府也陸續(xù)出臺復(fù)工的相關(guān)政策，對餐飲業(yè)實施了減免稅費、租金等措施，使餐飲業(yè)得以開業(yè)。但整整三年的疫情，對于一個行業(yè)的影響，是長久而復(fù)雜的。據(jù)中國飯店協(xié)會與新華網(wǎng)聯(lián)合發(fā)布的《2022中國餐飲業(yè)年度報告》顯示，總體而言，2021年全國餐飲行業(yè)發(fā)展得到一定恢復(fù)；但受到疫情反復(fù)與多點暴發(fā)的影響，全年餐飲收入增速放緩，尚未完全回到疫情前水平。2022年12月7日，國務(wù)院重磅發(fā)布10條防疫政策，宣告我國三年的疫情嚴格防控，開始全面放開，迎來寬松的后疫情時代。但當前仍有許多問題待我們?nèi)ソ獯穑纾阂咔檫^后，國民的餐飲消費意愿是否發(fā)生了變化？影響國民餐飲消費意愿的因素有哪些？是否會出現(xiàn)報復(fù)性消費等。因此，本文從消費者的角度出發(fā)，主要針對疫情后消費者的餐飲消費狀況進行調(diào)查，進一步探討消費者餐飲消費意愿的影響因素，把握好消費者餐飲消費偏好，這對促進我國餐飲消費的發(fā)展有著重要的意義。1.2研究意義1.2.1理論意義擴寬了研究背景和研究對象目前，國內(nèi)外大多數(shù)文獻研究都集中在疫情防控前和疫情防控下這兩個時間段，而關(guān)于后疫情時代消費者餐飲消費意愿的研究還比較少。另外，通過閱讀大部分國內(nèi)文獻研究得知，國內(nèi)學者的研究對象更多集中在大城市和一線城市，對三四線城市的關(guān)注度還不夠多。因此，本文主要關(guān)注后疫情時代下，三四線城市的餐飲消費者，在經(jīng)歷了漫長的三年疫情后，餐飲消費意愿會發(fā)生哪些的變化，對后疫情時代影響餐飲消費意愿的因素進行綜合分析，從而為推動餐飲業(yè)往高質(zhì)量發(fā)展提供理論借鑒，補充完善相關(guān)研究。擴寬了對餐飲消費的研究視角目前，國內(nèi)外大多數(shù)文獻研究，把疫情下消費者消費狀況的變化更多歸結(jié)為消費渠道的變化，忽略了探討消費者餐飲偏好的食物類型、飲食口味特點等更加微觀方面的變化。因此，本文從餐飲消費者出發(fā)，著眼于探討對比疫情前后消費者餐飲的變化情況，進一步了解疫情放開后消費者餐飲消費狀況的改變，豐富消費者餐飲消費意愿影響因素相關(guān)理論研究。1.2.2實踐意義使餐飲經(jīng)營者更好地了解餐飲消費者的偏好，推動餐飲行業(yè)的發(fā)展對新冠疫情下消費者餐飲消費意愿影響因素的研究，可以使餐飲經(jīng)營者在面對突發(fā)公共事件狀況的發(fā)生時，更好地了解消費者各種不同的餐飲需求以及餐飲消費偏好，促使餐飲經(jīng)營者在餐飲經(jīng)營上不斷轉(zhuǎn)變營銷策略，迎合不同社會環(huán)境下餐飲消費市場的需求，使餐飲行業(yè)的發(fā)展蒸蒸日上。為以后在公共突發(fā)事件下餐飲業(yè)正常、有序經(jīng)營提供借鑒通過閱讀文獻，可以發(fā)現(xiàn)，疫情期間，餐飲消費者的消費模式由以往線下消費為主轉(zhuǎn)變?yōu)橐跃€上消費為主。隨著網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)的發(fā)展，線上消費顯然成為日后居民消費的一個大趨向，餐飲消費也不會例外。所以，在面對公共突發(fā)事件時，如何完善餐飲線上、線下經(jīng)營模式，更好的把握餐飲消費者的消費意愿，保障餐飲業(yè)正常、有序經(jīng)營提供借鑒。1.3研究目的新冠疫情發(fā)生以來，整個餐飲業(yè)的發(fā)展都舉步維艱。而我國餐飲業(yè)的行業(yè)特點是規(guī)模小、數(shù)量多、分布散，餐飲消費市場龐大，對于提高我國消費增長力具有很大的幫助，是疫情復(fù)工復(fù)產(chǎn)相關(guān)政策予以傾斜的重要產(chǎn)業(yè)。因此，本研究通過問卷調(diào)查，以江門市餐飲消費人群為主體，對后疫情時代消費者餐飲消費意愿的影響因素進行分析，希望能夠為餐飲行業(yè)經(jīng)營者如何把握好餐飲消費者消費意愿，從而更好地轉(zhuǎn)變營銷策略，推動餐飲業(yè)發(fā)展提供理論參考。1.4研究內(nèi)容第一章緒論部分。首先提出本文的研究背景，指出在新冠疫情常態(tài)化防控下，餐飲行業(yè)的發(fā)展狀況。接著，在此背景下，提出問題：影響消費者餐飲消費意愿的因素是什么。最后，圍繞所提出的研究問題確定研究內(nèi)容，研究方法和構(gòu)建本文的技術(shù)路線。第二章文獻綜述。主要是對國內(nèi)外學者關(guān)于餐飲消費者餐飲消費意愿影響因素及疫情下餐廳消費變化的狀況研究進行梳理、歸納和總結(jié)以及評述，為本文研究開展\o"夯實"夯實理論基礎(chǔ)，找到研究方向。在本章中，對有關(guān)餐飲消費意愿、餐飲消費者消費意愿的影響因素等理論的回顧綜述。并對學者們的研究結(jié)果進行述評，指出早前學者們在餐飲消費者消費意愿影響因素及疫情下消費者餐飲消費狀況變化的研究已經(jīng)取得的成績和需要進一步改進的地方。第三章問卷基本情況。首先確定好本文問卷的研究對象、樣本量；然后從消費者餐飲消費在疫情前后變化狀況和后疫情時代消費者餐飲消費影響因素這兩個方面設(shè)計調(diào)查問卷結(jié)構(gòu)；最后將整理回收的問卷錄入數(shù)據(jù)，并進行問卷的信效度分析。第四章本文的主體內(nèi)容——后疫情時代餐飲消費意愿分析。通過對問卷調(diào)查所收集數(shù)據(jù)，先總結(jié)疫情前后，餐消費者餐飲消費狀況發(fā)生了哪些變化。然后，對疫情下消費者餐飲消費意愿的影響因素進行分析。第五章是對本研究的總結(jié)。給出了本研究的主要結(jié)論，進而提出針對本研究的對策建議。其研究構(gòu)想和思路如下：圖1.1研究構(gòu)想與思路1.5研究方法1.5.1問卷調(diào)查法問卷調(diào)查法是以書面提出問題的方式搜集資料的一種研究方法。本文意在分析在新冠疫情下消費者餐飲消費意愿的影響因素，通過對江門市居民問卷調(diào)查得到的數(shù)據(jù)，首先探究疫情下消費者餐飲消費現(xiàn)狀的變化，其次分析新冠疫情對消費者餐飲消費意愿的影響因素。1.5.2數(shù)理統(tǒng)計分析法數(shù)理統(tǒng)計分析法是將問卷所得的數(shù)據(jù)進行整理、分類后，運用SPSS或Excel軟件，將要分析的數(shù)據(jù)用圖或者表的方式表現(xiàn)出來，從而更直觀地反映后疫情時代消費者餐飲意愿影響因素的概況。文獻綜述2.1消費意愿的概念\t"/zn/Detail/index/GARJ2021_4/_blank"Nguyen等（2023）用購買意圖來描述消費意愿，他們認為購買意圖的概念起源于行為理論如計劃行為（TPB）理論中的“意圖”概念。因此，意圖被視為個人執(zhí)行某一特定行為的意愿或能力。在市場營銷中，購買意圖被用作長期預(yù)測購買行為的一個概念，因為它與潛在客戶的購買意愿有關(guān)；ADDINCNKISM.Ref.{0F51C10EDA21456680AC3A5FA15D58CA}[1]蔣睿（2020）指出，消費意愿是指在一定的收入水平、物價、利率等環(huán)境下，消費者傾向于消費的程度，它與消費支出、預(yù)期收入呈正相關(guān)關(guān)系，即消費意愿越強，消費者的消費支出也就越多；ADDINCNKISM.Ref.{118C0E12B9454d9bBBE139A8F484C08F}[2]而鄭建（2022）則認為，消費意愿是指消費者愿意采取特定購買行為幾率的高低，消費者產(chǎn)生購買意愿的客觀基礎(chǔ)是“自身的需要”。ADDINCNKISM.Ref.{3833A772F04B43468C5472CC980DA5F2}[3]2.2消費者餐飲消費意愿影響因素的研究Lustono等（2021）對通過多元線性回歸方程的分析技術(shù)，對加內(nèi)加拉的民族餐廳的消費人群進行研究，發(fā)現(xiàn)品牌意識和品牌形象對消費者購買意愿具有積極而顯著的影響；ADDINCNKISM.Ref.{E3516D5E2EB142d7983177EB452E38FF}[4]\t"/zn/Detail/index/GARJ2021_1/_blank"BlackBoxIntelligence（2021）通過客戶智能追蹤超過190個品牌的客戶滿意度,指出餐廳消費者對潔凈、安全的關(guān)注程度仍然很高；ADDINCNKISM.Ref.{87730D0976DE4597AE187E85355508C1}[5]TrinandaOkki等（2021）采用多元線性回歸分析假設(shè)檢驗對帕當餐廳消費者滿意度進行研究分析，得出餐飲服務(wù)對帕當餐廳消費者滿意度有顯著正向影響的結(jié)論；ADDINCNKISM.Ref.{517D1BE332A64849B00C7E11701434F4}[6]\t"/zn/Detail/index/GARJ2021_1/_blank"HwangJooyoung等（2021）采用主題分析法，表明智能手機上社交媒體的采用與消費者的滿意度呈正相關(guān)；ADDINCNKISM.Ref.{335F3E09F1A046f1B728A237FF263E8D}[7]\t"/zn/Detail/index/GARJ2016/_blank"OswaldMhlanga等（2016）發(fā)放調(diào)查問卷在伊麗莎白港選定的正式全套服務(wù)餐廳，并采用SPSS軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析，實證結(jié)果表明，良好的服務(wù)、菜品的質(zhì)量、他人的推薦和良好的氛圍對正式全服務(wù)型餐廳的選擇影響最大；ADDINCNKISM.Ref.{5ADE554104344091A2C585FCF8F67E8C}[8]周麗（2016）以常州中華恐龍園的游客為研究對象，運用問卷調(diào)查法，分析了游客的人口特征對餐飲消費偏好的影響，最終發(fā)現(xiàn)說明游客在園區(qū)進行餐飲消費時，對衛(wèi)生安全的要求較高，同時追求美味實惠，而對主題公園餐飲文化的需求考慮不多；ADDINCNKISM.Ref.{A8504627FBF741e6A9B98465050BA277}[9]蔣睿（2020）基于前景理論、計劃行為理論對大學生外賣餐飲進行研究，指出在線評論與消費者購買意愿存在正向效應(yīng)；ADDINCNKISM.Ref.{6DA2B4B6879446baA1E4272AFD4AD9ED}[2]胡志海和徐義敏（2020）以問卷調(diào)查的方式，探討網(wǎng)絡(luò)口碑對餐飲消費意愿的影響，指出餐飲業(yè)網(wǎng)絡(luò)口碑總分及各個維度與消費意愿存在顯著正相關(guān)，并對其有正向預(yù)測作用；ADDINCNKISM.Ref.{904D35CEC5BB413eA0CAFEF7DF1E5EB6}[10]吳麗云和陳方英基于內(nèi)容分析法，以大眾點評網(wǎng)為例，對餐飲消費者的網(wǎng)絡(luò)評論內(nèi)容進行分析，結(jié)果表明，餐飲消費者最關(guān)注的前五位要素是：食物、環(huán)境、服務(wù)、價格和便利性。ADDINCNKISM.Ref.{EBC507015FE74f4dACB3D60A1AB3CEB8}[11]2.3新冠疫情下消費者餐飲消費狀況變化研究Jiangyanmei等（2022）對中國621家餐廳消費者進行了調(diào)查，采用結(jié)構(gòu)方程模型對數(shù)據(jù)分析時，指出，面對COVID疫情，消費者可能對用餐行為有不同的反應(yīng)，例如，在印度，食客可能會尋找餐館的食品質(zhì)量、價格和衛(wèi)生習慣，在韓國，他們外出就餐的主觀規(guī)范和行為控制鼓勵他們?nèi)ゲ宛^，但心理風險阻礙了他們；ADDINCNKISM.Ref.{3D7196E0FDC7450a81E19C7894F44B25}[12]HamidMahmood等（2022）基于情景的調(diào)查問卷（327名餐飲受訪者和354名在線調(diào)查者）從馬來西亞丁加奴的681家餐館消費者收集了數(shù)據(jù)，研究結(jié)果表明，消費者的脆弱性、利他主義恐懼和對COVID-19的預(yù)期后悔增加了消費者從自助外賣轉(zhuǎn)向在線外賣的傾向；ADDINCNKISM.Ref.{D60F0C32357B473eB3D30101EDCD66F0}[13]李晶（2020）在研究新冠疫情下消費習慣變遷與餐飲業(yè)營銷策略時，指出受宅家限制，消費者餐飲消費由堂食轉(zhuǎn)為居家飲食，與之相適應(yīng)，新的需要相應(yīng)產(chǎn)生；ADDINCNKISM.Ref.{9CA79518402A486f8AE713E13A5E9CB8}[14]黃鑠等（2023）以百勝中國企為例，利用SPSS計量軟件構(gòu)建了多元線性回歸模型，對影響企業(yè)凈利潤的因素進行了探討，指出新冠疫情暴發(fā)后，人們外出就餐的意愿明顯降低，取而代之的是家中自行做飯以及外賣配送；ADDINCNKISM.Ref.{1421811C43F74b618DC3827342DDE10B}[15]董帥和閆海瑩（2022）基于對后疫情時代下餐飲業(yè)的應(yīng)對方略與未來面向的研究，指出疫情暴發(fā)后外出就餐堂食的需求驟減，促使餐飲業(yè)實施數(shù)字化轉(zhuǎn)型，拓展線上銷售渠道，線上餐飲外賣市場增速明顯。ADDINCNKISM.Ref.{33583468BFDD4abbB7814B00D60AFF86}[16]2.4國內(nèi)外研究總結(jié)2.4.1消費者餐飲消費意愿影響因素研究總結(jié)國內(nèi)外學者近幾年對消費者餐飲消費意愿影響因素的研究趨向成熟，他們調(diào)查的數(shù)據(jù)主要來源于問卷調(diào)查及線上評論，并運用多元回歸分析法、SPSS軟件分析及計劃行為理論等方法，對數(shù)據(jù)進行研究分析，總結(jié)出影響消費者餐飲消費意愿影響因素主要涉及以下幾點：一是餐飲的品牌意識和品牌形象；二是餐飲環(huán)境的潔凈度以及衛(wèi)生安全度；三是餐飲業(yè)的網(wǎng)絡(luò)口碑；四是餐飲業(yè)的人均價格及餐飲種類。但是隨著新冠疫情的蔓延，消費者餐飲消費偏好發(fā)生了很大的變化，國外學者專注于對餐飲消費者滿意度的研究，而國內(nèi)學者主要針對網(wǎng)絡(luò)評論對消費者影響進行研究，兩者都缺乏對餐飲消費意愿微觀影響因素的研究。國內(nèi)外的飲食文化本身就存在一定的差異，再加上新冠疫情的影響，從微觀角度去研究消費者餐飲消費意愿的影響因素，是有重大意義的。2.4.2新冠疫情下消費者餐飲消費狀況變化研究總結(jié)國內(nèi)外學者對新冠疫情下消費者狀況的研究，存在著不同角度下的辨析，但結(jié)論幾乎趨于一致。國外學者基于消費者心理的角度，而國內(nèi)學者更專注于探討餐飲行業(yè)未來發(fā)展的方向，他們都指出：疫情爆發(fā)后，消費者餐飲消費渠道更多由線下供應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)榫€上供應(yīng)。但疫情下，餐飲消費者消費狀況的轉(zhuǎn)變，遠不只是消費渠道的轉(zhuǎn)變，還存在著更多餐飲消費狀況的轉(zhuǎn)變，例如消費者餐飲消費食物類型的轉(zhuǎn)變、飲食口味的轉(zhuǎn)變等。對于這些更加細微的轉(zhuǎn)變，更要必要深入研究。問卷基本情況3.1問卷結(jié)構(gòu)本調(diào)查問卷將江門市作為調(diào)查單位，調(diào)研對象是18-60歲的人群。問卷以單選題和多選題為主，最后一道題為主觀填空題。本調(diào)查問卷大概分為三個部分。首先，第一部分先收集被調(diào)查者的基本狀況信息，如性別、年齡、學歷等等；然后，第二部分是通過收集被調(diào)查者疫情前后餐飲消費的狀況，如就餐方式、就餐口味等等，了解被調(diào)查者餐飲消費在疫情前后的變化狀況，具體見表3.1；最后，第三部分是收集被調(diào)查者餐飲消費意愿分別在不同情況假設(shè)下的認可程度，分析影響消費者餐飲消費意愿的各種因素，具體見表3.2。表3.1消費者餐飲消費在疫情前后變化狀況的量表設(shè)計變量測量指標測量問項餐飲消費變化A疫情放開后，您餐飲消費的支出變化就餐方式變化B1疫情防控下，您主要選擇的就餐方式為B2疫情放開后，您主要選擇的就餐方式為B3和疫情防控相比，您外出就餐的頻率有什么變化B4和疫情防控相比，您點外賣的頻率有什么變化消費偏好變化飲食口味C1疫情防控下，您的飲食口味為C2疫情放開后，您的飲食口味為食物類型C3疫情防控下，去餐飲場所消費，您更偏好于哪種類型的食物C4疫情放開后，去餐飲場所消費，您更偏好于哪種類型的食物餐飲品類C5疫情防控下，您傾向于哪種餐飲品類C6疫情放開后，您傾向于哪種餐飲品類表3.2后疫情時代消費者餐飲消費影響因素的量表設(shè)計變量測量指標測量問題人文需求B1疫情放開后，我會為了生活方便而餐飲消費B2疫情放開后，我會為了調(diào)節(jié)日常生活氣氛而餐飲消費B3居家隔離增大了我對餐飲的渴望社會文化感知C1疫情放開后，朋友、家庭、工作等聚餐會促使我餐飲消費C2疫情放開后，餐飲場所推出的優(yōu)惠活動會促使我餐飲消費C3疫情放開后，網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗硶偈刮也惋嬒M安全衛(wèi)生意識D1疫情放開后，我會更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔D2疫情放開后，我會更加重視食材衛(wèi)生D3疫情放開后，我會更加重視餐飲消毒措施餐廳外觀及服務(wù)評價E1疫情放開后，我會更加重視餐廳場所的外觀E2疫情放開后，我會更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)3.2問卷發(fā)放和回收情況本問卷調(diào)查以線上調(diào)查和線下調(diào)查的方式相結(jié)合。線上調(diào)查主要通過微信、qq等社交平臺分享問卷鏈接的方式來實現(xiàn)，而線下調(diào)查則主要采用方便抽樣的方法，通過走訪身邊親戚朋友和隨機選取社區(qū)中心、公園等進行調(diào)查。本次問卷調(diào)查的樣本量為420份，共收回344份問卷，剔除非調(diào)查范圍內(nèi)IP、填寫時間小于120秒及其他不符合要求的問卷后，共回收有效問卷261份。本問卷的回收率約為81.9%，一般認為，問卷回收率在70%以上才能支持課題研究，故本問卷支持本次的論文研究。3.3問卷信效度分析3.3.1信度分析表3.3因子1信度分析表名稱校正項總計相關(guān)性(CITC)項已刪除的α系數(shù)Cronbachα系數(shù)疫情放開后，我會為了生活方便（不想做飯/沒有時間做飯）而餐飲消費0.5680.7670.797疫情放開后，我會為了調(diào)節(jié)日常生活氣氛(如偶爾想換個飲食口味）而餐飲消費0.6250.7390.797居家隔離增大了我對餐飲消費的渴望0.6260.7380.797疫情放開后，朋友、家庭、工作等聚餐會促使我餐飲消費0.6170.7430.797從表3.3可知：因子1信度系數(shù)值為0.797。針對“項已刪除的α系數(shù)”，項刪除后的信度系數(shù)都小于總體的0.797,針對“CITC值”，分析項的CITC值均大于0.4，說明分析項之間具有良好的相關(guān)關(guān)系，同時也說明信度水平良好。綜上所述，研究數(shù)據(jù)信度系數(shù)值為0.797，綜合說明數(shù)據(jù)信度質(zhì)量較好。表3.4因子2信度分析表名稱校正項總計相關(guān)性(CITC)項已刪除的α系數(shù)Cronbachα系數(shù)疫情放開后，餐飲場所推出的優(yōu)惠活動會促使我餐飲消費0.5050.6670.723疫情放開后，網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗硶偈刮也惋嬒M0.5210.6570.723疫情放開后，我會更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔0.4640.6910.723疫情放開后，我會更加重視餐廳場所的外觀（如裝修風格等）0.5610.6330.723從表3.4可知：因子2信度系數(shù)值為0.723。針對“項已刪除的α系數(shù)”，項刪除后的信度系數(shù)都小于總體的0.723,針對“CITC值”，分析項的CITC值均大于0.4，說明分析項之間具有良好的相關(guān)關(guān)系，同時也說明信度水平良好。綜上所述，研究數(shù)據(jù)信度系數(shù)值為0.723，綜合說明數(shù)據(jù)信度質(zhì)量較好。表3.5因子3信度分析表名稱校正項總計相關(guān)性(CITC)項已刪除的α系數(shù)Cronbachα系數(shù)疫情放開后，我會更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)0.5420.6980.752疫情放開后，我會更加重視食材衛(wèi)生0.5370.7010.752疫情放開后，我會更加重視餐飲消毒措施（如餐具消毒等）0.5580.6890.752疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為0.5540.6920.752從上表3.5可知：因子3信度系數(shù)值為0.752。針對“項已刪除的α系數(shù)”，項刪除后的信度系數(shù)都小于總體的0.752,針對“CITC值”，分析項的CITC值均大于0.4，說明分析項之間具有良好的相關(guān)關(guān)系，同時也說明信度水平良好。綜上所述，研究數(shù)據(jù)信度系數(shù)值為0.752，綜合說明數(shù)據(jù)信度質(zhì)量較好。表3.6問卷總體信度分析表信度簡化格式CronbachAlpha樣本量項數(shù)0.83226112從表3.6可知，根據(jù)總體的信度系數(shù)可以看出，經(jīng)過標準化后的信度系數(shù)為0.832，說明問卷總體的可信度極好。3.3.2效度分析表3.7效度驗證表KMO和巴特利特檢驗KMO取樣適切性量數(shù)0.848巴特利特球形度檢驗近似卡方888.840自由度66.000顯著性0.000使用KMO和Bartlett檢驗進行效度驗證，KMO檢驗的系數(shù)結(jié)果為0.848，Bartlett檢驗卡方值為888.840（Sig.=0.000<0.01），說明問卷總體的效度極好。表3.8方差解釋率表因子編號特征根旋轉(zhuǎn)前方差解釋率旋轉(zhuǎn)后方差解釋率總計方差解釋率%累積%總計方差解釋率%累積%總計方差解釋率%累積%14.22735.22935.2294.22735.22935.2292.54021.17021.17021.59713.31148.5401.59713.31148.5402.32219.35140.52131.23010.24958.7891.23010.24958.7892.19218.26858.78940.7346.12064.90950.6965.79870.70760.6195.15975.86770.5664.71580.58280.5534.60585.18690.5214.34489.530100.4743.94793.477110.4343.61397.090120.3492.910100.000表3.8針對因子提取情況，以及因子提取信息量情況進行分析，從上表可知：因子分析一共提取出3個因子，特征根值均大于1，此3個因子旋轉(zhuǎn)后的方差解釋率分別是21.170%，19.351%，18.268%。旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為58.789%。表3.9旋轉(zhuǎn)后因子載荷系數(shù)表名稱因子載荷系數(shù)共同度(公因子方差)因子1因子2因子3疫情放開后，我會為了生活方便（不想做飯/沒有時間做飯）而餐飲消費0.6900.2320.1450.551疫情放開后，我會為了調(diào)節(jié)日常生活氣氛(如偶爾想換個飲食口味）而餐飲消費0.7930.0910.1590.662居家隔離增大了我對餐飲消費的渴望0.7830.1390.1680.661疫情放開后，朋友、家庭、工作等聚餐會促使我餐飲消費0.7100.2030.2440.605疫情放開后，餐飲場所推出的優(yōu)惠活動會促使我餐飲消費0.1680.0360.7310.564疫情放開后，網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗硶偈刮也惋嬒M0.0460.1160.7740.615疫情放開后，我會更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔0.3370.0770.5840.461疫情放開后，我會更加重視餐廳場所的外觀（如裝修風格等）0.1990.1590.7310.600疫情放開后，我會更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)0.0560.7700.0900.604疫情放開后，我會更加重視食材衛(wèi)生0.0780.7340.1780.577疫情放開后，我會更加重視餐飲消毒措施（如餐具消毒等）0.2630.7150.0260.581疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為0.2380.7140.0840.573提取方法：主成分分析法。旋轉(zhuǎn)方法：凱撒正態(tài)化最大方差法。備注：表格中數(shù)字若有顏色：綠色表示載荷系數(shù)絕對值大于0.4本研究數(shù)據(jù)使用最大方差旋轉(zhuǎn)方法（varimax)進行旋轉(zhuǎn)，以便找出因子和研究項的對應(yīng)關(guān)系。表3-9展示因子對于研究項的信息提取情況，以及因子和研究項對應(yīng)關(guān)系，從表3-9可知：所有研究項對應(yīng)的共同度值均高于0.4，意味著研究項和因子之間有著較強的關(guān)聯(lián)性，因子可以有效的提取出信息。確保因子可以提取出研究項大部分的信息量之后，接著分析因子和研究項的對應(yīng)關(guān)系情況(因子載荷系數(shù)絕對值大于0.4時即說明該項和因子有對應(yīng)關(guān)系)。第4章后疫情時代餐飲消費意愿分析4.1調(diào)研對象基本信息由表4.1可知，在調(diào)研人群的性別方面，男性人數(shù)為132，占比50.575%，女性人數(shù)為129，占比49.425%，男性占比略高于女性；在調(diào)研人群的年齡方面，41-50歲與51-60歲占比較為接近，分別為15.326%和13.793%。而18-25歲、26-30歲和31-40歲的群體占比分別為23.372%、29.885%、17.625%。從數(shù)據(jù)可以看出，青壯年群體的占比較大，超過了總數(shù)的一半，而老年群體的占比較少。在調(diào)研人群的學歷方面，大部分人群主要集中在大學本科和大學?？啤６咧屑奥殬I(yè)高中和初中及以下的學歷占比分別為14.176%和10.728%。占比最少的，是研究生及以上的學歷，僅為5.364%。在調(diào)研人群的婚姻狀況方面，可以看出調(diào)研人群中，大多數(shù)為已婚人士，占比為60.92%。結(jié)合調(diào)查人群的年齡占比情況來看，有理由推斷這部分人群，分別是由少部分的26-30歲的人群以及大多數(shù)的31-60歲的人群組成。在調(diào)研人群的平均月生活費方面，大多數(shù)被調(diào)查者平均月生活費集中在3000元以上這個區(qū)間上，為32.184%。平均月生活費2501-3000的人群，占比也有21.073%。大體上符合當今三線城市的一般消費水平。表4.1調(diào)研對象基本信息統(tǒng)計名稱選項頻數(shù)百分比%您的性別男13250.575您的性別女12949.425您的年齡段26～30歲7829.885您的年齡段18～25歲6123.372您的年齡段31～40歲4617.625您的年齡段41～50歲4015.326您的年齡段51～60歲3613.793您的學歷為大學專科9636.782您的學歷為大學本科8632.95您的學歷為高中及職業(yè)高中3714.176您的學歷為初中及以下2810.728您的學歷為研究生以上145.364您的婚姻狀況已婚15960.92您的婚姻狀況未婚10239.08您個人平均月生活費為3000以上8432.184您個人平均月生活費為1001～15005521.073您個人平均月生活費為2501～30005521.0734.2疫情前后餐飲消費變化描述性統(tǒng)計分析4.2.1后疫情時代餐飲消費支出變化分析圖4,1餐飲消費支出變化圖如圖4,1所示，疫情后，被調(diào)查者的餐飲消費變化大多集中在稍有增加和增加這兩個范圍內(nèi)，總體可推斷出，在后疫情時代下，被調(diào)查者的餐飲消費需求有著顯著的增長。4.2.2.疫情前后餐飲就餐方式變化分析圖4,2疫情防控就餐方式的柱形圖圖4.3疫情放開后就餐方式的柱形圖由圖4.2和4.3可知，疫情防控時，大部分被調(diào)查者的就餐方式為外賣和在家（食堂）就餐。而在后疫情時代，被調(diào)查者就餐方式發(fā)生了較大的變化，外賣、打包和在家（食堂）就餐的占比均為下降趨勢，其中在家（食堂）就餐的下降幅度最大。而堂食的占比上升幅度較大，其他就餐方式的占比也有略微上升。圖4-4疫情前后外出就餐頻率變化圖圖4-5疫情前后點外賣的頻率變化圖由圖4-4和4-5可知，后疫情時代下，餐飲消費者外出就餐頻率“增加”占比最大，“稍有增加”的占比也比較多，說明疫情對餐飲消費者外出就餐的消費傾向具有一定的影響；后疫情時代餐飲消費者點外賣的頻率也是“增加”占比最大，“稍有增加”的占比也較大?？傮w來說，疫情對餐飲消費者的就餐方式有一定的影響，疫情防控時，餐飲消費者更注重選擇比較安全可靠的就餐方式，而后疫情時代，疫情應(yīng)對相對平穩(wěn)有序，餐飲消費者餐飲消費的需求增加，就餐的方式也逐步回歸多元化。4.2.3疫情前后餐飲消費偏好變化分析1.餐飲飲食口味偏好變化分析圖4-6疫情防控飲食口味的柱形圖圖4-7疫情放開后飲食口味的柱形圖由圖4-6和4-7可知，疫情防控下，清淡食物占比最高，麻辣食物占比也不少，略低于清淡食物。而疫情放開后，麻辣食物和咸味食物的占比有一定的上升，麻辣食物占比最高，而清淡食物的占比下降幅度較大?？偨Y(jié)得出，在疫情前后，餐飲消費者還是更加偏好于重口味的食物，但在疫情防控時，餐飲消費者會出于防疫的考慮，而增加了清淡食物的需求，而在后疫情時代下，重口味飲食則是進一步得到了餐飲消費者的青睞。2.餐飲食物類型偏好變化分析圖4-8疫情防控食物類型偏好的柱形圖圖4-9疫情放開后食物類型偏好的柱形圖由圖4-8和4-9可知，在疫情防控時，食物類型占比最高的是蔬菜水果類，且與其它食物類型的占比差距明顯。而在后疫情時代下，肉禽類食物和海鮮類的食物占比上升幅度較大，菌藻類食物和其他類型食物占比也有略微的上升，其中肉禽類占比最高。而蔬菜水果類占比有了一定的下降，但下降幅度并不算大。由此可見，疫情對餐飲消費者食物類型的偏好有一定的影響。在疫情防控時，出于身體健康角度的考慮，餐飲消費者更青睞于維生素含量較多的蔬菜水果。而在后疫情時代下，疫情的影響削弱，餐飲消費者去餐飲場所消費時，餐飲食物類型偏好也漸漸趨于多元化，其中肉禽類食物和海鮮類食物是他們較為喜愛的。3.餐飲品類偏好變化分析圖4-10疫情防控餐飲品類偏好的柱形圖圖4-11疫情放開后餐飲品類偏好的柱形圖由圖4-10和4-11可知，疫情防控時，餐飲品類占比較高的前3位分別是地方特色菜、燒烤以及中式快餐。而在后疫情時代，餐飲品類占比較高的前3位分別是地方特色菜、火鍋和燒烤。與疫情防控時相比，在后疫情時代下，占比最高的仍是地方特色菜，且其占比也進一步提升?；疱伜徒诌呅〕缘恼急纫采仙黠@?？梢钥闯?，在疫情前后，餐飲消費者傾向的餐飲品類多以中式的烹調(diào)為主，而后疫情時代，餐飲消費者傾向的餐飲品類也逐漸豐富，街邊小吃的占比在疫情兩階段的變化，從側(cè)面可以反映出，餐飲消費者在疫情的影響下，還是比較注重食物烹調(diào)的安全性問題。4.3后疫情時代餐飲影響消費意愿因素分析該部分分析主要根據(jù)問卷的題目，把它們細分為被調(diào)查者的個人基本狀況、人文需求、社會文化感知、安全意識和餐廳外觀及服務(wù)評價這五個方面，將其分別與被調(diào)查者的餐飲消費意愿（問卷第28題）作線性回歸分析，探討這五個方面里的各種情況對被調(diào)查者的餐飲消費意愿的影響情況。4.3.1從被調(diào)查者個人基本狀況分析對餐飲消費意愿的影響從表4-1可知，將被調(diào)查者的性別、年齡段、學歷、婚姻狀況和個人平均月（生活費）分別為作為自變量，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析。從上表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=2.649-0.062*性別：+0.024*年齡段-0.095*學歷+0.067*婚姻狀況-0.055*個人平均月（生活費），模型R方值為0.019，意味著被調(diào)查者的性別、年齡段,學歷、婚姻狀況和個人平均月（生活費）為可以解釋疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿的1.9%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型并沒有通過F檢驗(F=0.368，p=0.869>0.05)，也即說明疫情放開后，被調(diào)查者的性別、年齡段、學歷為、婚姻狀況和個人平均月（生活費）都不會對被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系，因而不能具體分析自變量對于因變量的影響關(guān)系。表4-1個人基本狀況線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)2.6490.626-4.2310.000**-您的性別：-0.0620.230-0.028-0.2710.7871.037您的年齡段0.0240.0910.0300.2620.7941.284您的學歷為-0.0950.110-0.096-0.8580.3931.193您的婚姻狀況0.0670.2670.0290.2490.8041.262您個人平均月（生活費）為-0.0550.069-0.087-0.8090.4211.103R20.019調(diào)整R2-0.033FF(5,94)=0.368,p=0.869D-W值1.900因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.014.3.2從被調(diào)查者的人文需求分析對餐飲消費意愿的影響從表4-2可知，將生活方便、調(diào)節(jié)日常生活氣氛和居家隔離作為自變量，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析。從表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=1.300+0.172*生活方便-0.048*調(diào)節(jié)日常生活氣氛+0.241*居家隔離，模型R方值為0.118，意味著疫情放開后，生活方便、調(diào)節(jié)日常生活氣氛和居家隔離可以解釋疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為的11.8%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=4.283，p=0.007<0.05)，也即說明疫情放開后，生活方便、調(diào)節(jié)日常生活氣氛和居家隔離這三個要素中，至少一項會對被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系，另外，針對模型的多重共線性進行檢驗發(fā)現(xiàn)，模型中VIF值全部均小于5，意味著不存在著共線性問題；并且D-W值在數(shù)字2附近，因而說明模型不存在自相關(guān)性，樣本數(shù)據(jù)之間并沒有關(guān)聯(lián)關(guān)系，模型較好。最終具體分析可知：疫情放開后，被調(diào)查者為了生活方便（不想做飯/沒有時間做飯）而餐飲消費的回歸系數(shù)值為0.172(t=2.080，p=0.040<0.05)，意味著疫情放開后，被調(diào)查者會為了生活方便（不想做飯/沒有時間做飯）而對他們的餐飲消費意愿為產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。疫情放開后，被調(diào)查者為了調(diào)節(jié)日常生活氣氛(如偶爾想換個飲食口味）而餐飲消費的回歸系數(shù)值為-0.048(t=-0.500，p=0.618>0.05)，意味著疫情放開后，被調(diào)查者會為了調(diào)節(jié)日常生活氣氛(如偶爾想換個飲食口味）并不會對他們的餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系。居家隔離增大了被調(diào)查者對餐飲消費的渴望的回歸系數(shù)值為0.241(t=2.559，p=0.012<0.05)，意味著居家隔離對疫情放開后被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表4-2個人需求狀況線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)1.3000.314-4.1330.000**-疫情放開后，我會為了生活方便（不想做飯/沒有時間做飯）而餐飲消費0.1720.0830.2072.0800.040*1.079疫情放開后，我會為了調(diào)節(jié)日常生活氣氛(如偶爾想換個飲食口味）而餐飲消費-0.0480.096-0.052-0.5000.6181.198居家隔離增大了我對餐飲消費的渴望0.2410.0940.2632.5590.012*1.152R20.118調(diào)整R20.090FF(3,96)=4.283,p=0.007D-W值1.917因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.014.3.3從被調(diào)查者的社會文化感知分析對餐飲消費意愿的影響1.從家庭工作聚會的角度分析表4-3家庭聚會線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)1.5410.262-5.8730.000**-疫情放開后，朋友、家庭、工作等聚餐會促使我餐飲消費0.2610.0910.2792.8750.005**1.000R20.078調(diào)整R20.068FF(1,98)=8.265,p=0.005D-W值1.930因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.01從表可知，將朋友、家庭、工作等聚餐作為自變量，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析。從表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=1.541+0.261*朋友、家庭、工作等聚餐會模型R方值為0.078，意味著朋友、家庭、工作等聚餐可以解釋疫情放開后被調(diào)查者的餐飲消費意愿為的7.8%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=8.265，p=0.005<0.05)，也即說明朋友、家庭、工作等聚餐會對疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系，最終具體分析可知：疫情放開后，朋友、家庭、工作等聚餐會促使被調(diào)查者餐飲消費的回歸系數(shù)值為0.261(t=2.875，p=0.005<0.01)，意味著疫情放開后，朋友、家庭、工作等聚餐會對被調(diào)查者餐飲消費意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。2.從網(wǎng)絡(luò)宣傳的角度分析表4-4網(wǎng)絡(luò)宣傳線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)1.7370.264-6.5930.000**-疫情放開后，網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗硶偈刮也惋嬒M0.2040.1000.2032.0540.043*1.000R20.041調(diào)整R20.031FF(1,98)=4.218,p=0.043D-W值1.904因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.01從表4-4可知，將網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗匙鳛樽宰兞?，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析。從表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=1.737+0.204*網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗?，模型R方值為0.041，意味著網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗晨梢越忉屢咔榉砰_后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為的4.1%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=4.218，p=0.043<0.05)，也即說明網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗硶σ咔榉砰_后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系，最終具體分析可知：疫情放開后，網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗硶偈贡徽{(diào)查者餐飲消費的回歸系數(shù)值為0.204(t=2.054，p=0.043<0.05)，意味著疫情放開后，網(wǎng)絡(luò)平臺博主“打卡”當?shù)靥厣朗硶Ρ徽{(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。3.從餐廳優(yōu)惠活動的角度分析從表4-5可知，將餐飲場所推出的優(yōu)惠活動作為自變量，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析。從上表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=1.743+0.189*餐飲場所推出的優(yōu)惠活動，模型R方值為0.045，意味著餐飲場所推出的優(yōu)惠活動可以解釋疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為的4.5%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=4.614，p=0.034<0.05)，也即說明餐飲場所推出的優(yōu)惠活動一定會對疫情放開后，被調(diào)查者餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系，最終具體分析可知：疫情放開后，餐飲場所推出的優(yōu)惠活動會促使被調(diào)查者餐飲消費的回歸系數(shù)值為0.189(t=2.148，p=0.034<0.05)，意味著疫情放開后，餐飲場所推出的優(yōu)惠活動會對被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表4-5餐廳優(yōu)惠活動線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)1.7430.251-6.9320.000**-疫情放開后，餐飲場所推出的優(yōu)惠活動會促使我餐飲消費0.1890.0880.2122.1480.034*1.000R20.045調(diào)整R20.035FF(1,98)=4.614,p=0.034D-W值1.808因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.014.3.4從被調(diào)查者的安全衛(wèi)生意識分析對餐飲消費意愿的影響1.從餐飲消毒措施角度分析從表4-6可知，將被調(diào)查者更加重視餐飲消毒措施（如餐具消毒等）作為自變量，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析。從表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=1.413+0.354*被調(diào)查者更加重視餐飲消毒措施（如餐具消毒等），模型R方值為0.139，意味著重視餐飲消毒措施（如餐具消毒等）可以解釋疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為的13.9%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=15.830，p=0.000<0.05)，也即說明被調(diào)查者更加重視餐飲消毒措施（如餐具消毒等）一定會對疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系，最終具體分析可知：疫情放開后，被調(diào)查者會更加重視餐飲消毒措施（如餐具消毒等）的回歸系數(shù)值為0.354(t=3.979，p=0.000<0.01)，意味著疫情放開后，被調(diào)查者重視餐飲消毒措施（如餐具消毒等）會對其餐飲消費意愿為產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表4-6餐飲消毒措施線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)1.4130.230-6.1480.000**-疫情放開后，我會更加重視餐飲消毒措施（如餐具消毒等）0.3540.0890.3733.9790.000**1.000R20.139調(diào)整R20.130FF(1,98)=15.830,p=0.000D-W值1.995因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.012.從食材衛(wèi)生角度分析從表4-7可知，將被調(diào)查者重視食材衛(wèi)生作為自變量，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析，從上表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=1.640+0.261*被調(diào)查者重視食材衛(wèi)生，模型R方值為0.086，意味著疫情放開后，被調(diào)查者更加重視食材衛(wèi)生可以解釋疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為的8.6%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=9.206，p=0.003<0.05)，也即說明被調(diào)查者更加重視食材衛(wèi)生一定會對疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系，最終具體分析可知：疫情放開后，被調(diào)查者會更加重視食材衛(wèi)生的回歸系數(shù)值為0.261(t=3.034，p=0.003<0.01)，意味著疫情放開后，被調(diào)查者更加重視食材衛(wèi)生會對被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表4-7食材衛(wèi)生線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)1.6400.222-7.3930.000**-疫情放開后，我會更加重視食材衛(wèi)生0.2610.0860.2933.0340.003**1.000R20.086調(diào)整R20.077FF(1,98)=9.206,p=0.003D-W值1.969因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.013.從餐廳環(huán)境衛(wèi)生整潔角度分析從表4-8可知，將被調(diào)查者更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔作為自變量，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析。從表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=1.700+0.227*疫情放開后，被調(diào)查者更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔，模型R方值為0.049，意味著疫情放開后，被調(diào)查者更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔可以解釋疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為的4.9%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=5.088，p=0.026<0.05)，也即說明被調(diào)查者更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔一定會對疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系，最終具體分析可知：疫情放開后，被調(diào)查者更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔的回歸系數(shù)值為0.227(t=2.256，p=0.026<0.05)，意味著疫情放開后，被調(diào)查者更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔會對其餐飲消費意愿為產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。表4-8餐廳環(huán)境線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)1.7000.259-6.5670.000**-疫情放開后，我會更加重視餐廳環(huán)境舒適衛(wèi)生整潔0.2270.1010.2222.2560.026*1.000R20.049調(diào)整R20.040FF(1,98)=5.088,p=0.026D-W值1.961因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.014.3.5從餐廳外觀及服務(wù)評價分析對餐飲消費意愿的影響1.從餐廳場所外觀角度分析從表4-9可知，將被調(diào)查者更加重視餐廳場所的外觀（如裝修風格等）作為自變量，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析。從表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=2.088+0.055*被調(diào)查者更加重視餐廳場所的外觀（如裝修風格等），模型R方值為0.003，意味著被調(diào)查者更加重視餐廳場所的外觀（如裝修風格等）可以解釋疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為的0.3%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型并沒有通過F檢驗(F=0.307，p=0.581>0.05)，也即說明疫情放開后，被調(diào)查者更加重視餐廳場所的外觀（如裝修風格等）并不會對其餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系。表4-9餐廳外觀線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)2.0880.280-7.4570.000**-疫情放開后，我會更加重視餐廳場所的外觀（如裝修風格等）0.0550.0980.0560.5540.5811.000R20.003調(diào)整R2-0.007FF(1,98)=0.307,p=0.581D-W值1.867因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.01從餐廳員工服務(wù)角度分析表4-10餐飲服務(wù)線性回歸分析圖線性回歸分析結(jié)果(n=100)?非標準化系數(shù)標準化系數(shù)tpVIFB標準誤Beta常數(shù)1.5180.228-6.6530.000**-疫情放開后，我會更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)0.3190.0910.3353.5170.001**1.000R20.112調(diào)整R20.103FF(1,98)=12.372,p=0.001D-W值2.016因變量：疫情放開后，如果您有需求，您的餐飲消費意愿為*p<0.05**p<0.01從表4-10可知，被調(diào)查者更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)作為自變量，而將疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為作為因變量進行線性回歸分析。從上表可以看出，模型公式為：疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為=1.518+0.319*被調(diào)查者更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)，模型R方值為0.112，意味著被調(diào)查者更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)可以解釋疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為的11.2%變化原因。對模型進行F檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(F=12.372，p=0.001<0.05)，也即說明被調(diào)查者更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)一定會對疫情放開后，被調(diào)查者的餐飲消費意愿為產(chǎn)生影響關(guān)系，最終具體分析可知：被調(diào)查者更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)的回歸系數(shù)值為0.319(t=3.517，p=0.001<0.01)，意味著疫情放開后，被調(diào)查者更加重視餐飲服務(wù)人員的人文服務(wù)會對其餐飲消費意愿為產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。結(jié)論與建議5.1結(jié)論針對后疫情時代對消費者餐飲消費意愿影響因素的分析，本文先從疫情前后消費者餐飲消費支出的變化、就餐方式變化及餐飲消費偏好變化進行了分析，接著對后疫情時代可能會影響消費者餐飲消費意愿的影響因素進行了細分，通過線性回歸的方法進行分析。最后，對消費者主要關(guān)注的因素作描述分析，得出下列結(jié)論：1.疫情前后，消費者餐飲消費特征變化顯著對比疫情防控時，在后疫情時代下，消費者在餐飲支出上，有著明顯的增加趨勢；就餐方式方面，外出就餐和外賣的比例也在上升；餐飲消費偏好方面，中式烹調(diào)仍是消費者較為青睞的，而且在疫情更加明朗化后，他們更傾向于消費重口味食物、葷類食物?？傮w而言，疫情對消費者的餐飲模式還是有著一定的影響。在后疫情時代下，消費者餐飲消費意愿有著顯著的增強，餐飲消費偏好也趨于多元化。2.人文需求、社會文化感知、安全意識和服務(wù)評價對餐飲消費意愿起促進作用。通過線性回歸分析的方法，可以發(fā)現(xiàn)，在后疫情時代下，在人文需求方面，生活方便和居家隔離對消費者餐飲消費產(chǎn)生顯著的正向影響；在社會文化感知方面，家庭工作聚會、網(wǎng)絡(luò)宣傳和餐廳優(yōu)惠活動都對消費者餐飲消費意愿有著顯著的正向影響；最后，消費者的安全衛(wèi)生意識和餐廳的人文服務(wù)也會對消費者的餐飲意愿有著正向的影響。3.后疫情時代下，消費者的個人基本情況不會對餐飲消費意愿產(chǎn)生影響在線性回歸分析下顯示，不論是消費者的性別、年齡、學歷、婚姻狀況和月平均生活費，均不會對他們的餐飲消費意愿產(chǎn)生顯著的影響。主要原因是在現(xiàn)代社會，消費者的生活水平在不斷提高和餐飲文化的不斷豐富，導(dǎo)致消費者的餐飲消費考慮的因素也逐漸增多，消費者的個人基本狀況不再是主導(dǎo)他們餐飲消費的主要因素。5.2對策建議基于上述研究得出的結(jié)果，在此提出幾點建議，希望能夠為餐飲行業(yè)在后疫情時代的發(fā)展帶來一定的參考意義。第一，拓寬餐飲經(jīng)營模式，完善外賣點餐渠道針對后疫情時代下不斷增長的餐飲消費需求，餐飲從業(yè)者可以打破傳統(tǒng)的單店經(jīng)營模式，根據(jù)自己的實際情況，開拓其他餐飲經(jīng)營模式，例如擺攤經(jīng)營、團餐檔口經(jīng)營、純外賣店經(jīng)營等。另外，在后疫情時代下，消費者點外賣的頻率也在不斷上升。所以，餐飲從業(yè)者必須完善自家餐飲品牌的外賣點餐渠道，除了入駐美團和餓了么這兩大平臺外，餐飲從業(yè)者也可以在其他網(wǎng)絡(luò)平臺提供外賣點餐渠道，如在微信上創(chuàng)建屬于自己品牌的小程序，在抖音的宣傳視頻上加上外賣點餐渠道的鏈接等等。第二，保證餐飲菜式品質(zhì)，不斷創(chuàng)新餐飲新菜式餐飲的菜式品質(zhì)，一直是餐飲消費者所看重的。好的餐飲菜式品質(zhì)，必須是健康而美味的。另外，雖然傳統(tǒng)的中餐仍然是餐飲消費的主旋律，但消費者餐飲消費偏好多元化的趨勢，使餐飲菜式的創(chuàng)新成為必然。餐飲行業(yè)需要注入新的活力，不斷創(chuàng)新新菜式更能促進消費者餐飲需求。例如可以參考國內(nèi)外不同地方的餐飲文化，把兩種或者多種不同的烹調(diào)方式相結(jié)合。某網(wǎng)絡(luò)平臺上的一位餐飲博主的創(chuàng)新就很巧妙，他創(chuàng)造出了“廣式燒味四拼壽司”，即把日式料理和廣府傳統(tǒng)美食相結(jié)合，這樣的菜式兼具中日兩地餐飲文化，使不少食評者紛紛點贊。第三，強化餐飲營銷策略網(wǎng)絡(luò)宣傳、優(yōu)惠活動、團建活動等對消費者餐飲消費意愿影響顯著。因此，餐飲從業(yè)者要著眼于上述幾個關(guān)鍵點，強化自身的營銷策略。首先，一定要對于自己的餐飲產(chǎn)品精益求精，不能馬虎應(yīng)對，這樣才能鞏固自身餐飲品牌的網(wǎng)絡(luò)口碑；其次，餐飲從業(yè)者要搞好自身餐飲品牌的宣傳。現(xiàn)在，