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文档简介
传媒经济数据分析马楠中国海底捞大学食堂满意度调查报告[]目录研究背景 3研究意义 3指标及指标体系的构造分析说明 3分析研究的方法: 4本次样本的基本信息: 4一、各因素(学生的个人情况)对食堂满意度的影响 7Q1性别: 7Q2身份:对身份进行mean统计和方差分析: 8Q3家乡区域: 9Q1/Q2/Q3对食堂总满意度的多因素方差分析: 10Q4能否找到符合家乡口味的菜品: 13Q6多选题(最喜欢的菜系)分析: 14分析—— 15Q7每月在食堂消费数额: 18其它分析: 19二、各食堂的受欢迎程度(Q8多选排序题)的分析 20分析: 22三、食堂本身会影响被评价满意度的有关分析 23下面将对食堂各个环节的具体满意度进行分析: 24对上面一系列表格进行分析: 30四、食堂满意度的反向影响 32五、总结 33六、经验和不足: 34附录一: 35关于中国海底捞大学食堂满意度的调查报告研究背景一所大学的食堂,是所有师生、职工等在校生活的保障,因此食堂的餐饮提供、卫生情况、服务水平、就餐环境等一直是大家密切关注的问题。食堂的好坏与否,关系到学生的学习、生活和身体健康能否得到保障。食堂既是学校必备的硬件设施,又是学校管理的重要构成部分。近年来,食品安全问题被不断曝光、CPI指数居高不下、集体食物中毒等事件频发……这些也把大学食堂置于公共视线之下。研究意义研究就餐者(主要指大学生)对于大学食堂的满意度,发现问题并不断改正,可以更好地改善大家的生活条件和就餐环境,可以提高学生、教职工们对学校食堂的信赖度和对所在学校的认同感。对就餐者进行关于对我校食堂满意度的调查,可以通过分析了解学生、教职工等就餐者的心声,较为真实地了解我校食堂的现状。调查结果向有关部门反映,可以敦促食堂更好地为师生服务、进一步提高食堂员工工作质量和服务态度等。不管是从对食堂经营的角度考虑,还是从学校对师生的负责的角度,研究就餐师生对我校食堂各食堂的满意度,都很有现实意义。关于我校用餐者对于本校食堂满意度的研究成果,通过反映相关部门,可以真正将我们所需要的落实的到学校对后勤食堂的管理工作中去,为广大师生谋利益。指标及指标体系的构造分析说明为了研究是哪些因素影响了就餐者对我校食堂的满意度——对如下问题进行了假设:从用餐者角度出发:猜测男生、女生可能会因为需求不同而对食堂的满意度不同;对学校的了解度(在校时间长短)也会对评价食堂产生影响;就餐者之前的生活水平有高有低,但食堂的菜品种类是基本固定的,不同开销的人对食堂的满意度可能存在差异,而对于食堂满意度的不同又会反向影响我校师生在食堂的花费,因此设置Q1性别、Q2身份选项以及Q7(注:后为了便于分析,在实际调查中将原本的单项选择题改成了具体数值的填空,见附录一)。猜测因为食堂的地域性局限和食堂种类的有限,现有食堂并不会符合所有就餐人员的喜好;学生和老师的家乡以及他们本身口味的差异也会对评价食堂造成影响,因此设置Q3(家乡所在地)、Q4(家乡风味)、Q5(被调查者自己的口味)、Q6(喜欢的菜系)问题,以分析就餐师生的个人口味对其评价食堂造成的影响。对我校各个食堂以及校外餐饮场所的偏好和选择情况:为了了解大家平时喜欢的就餐场所、尝试进行校内各食堂评分的排名,因此设置多选排序题Q8,来了解学校内各个食堂的受欢迎度,设置Q9,来了解被调查者对校内食堂和校外餐馆的偏好。从食堂自身出发:食堂自身的各项情况也会使就餐师生产生不同的评价,根据大家日常的关注点,设量表题(Q11—Q20)从不同角度来分析:使就餐师生产生对食堂满意度时,各个具体指标的构成,并试图从结果中找出我校食堂工作目前存在的缺失,为食堂的改进服务质量提供相应方向。分析研究的方法:本次调查研究主要采用了拦截式访问、随机发放调查问卷等方法,以确保回收问卷的有效性。调查问卷共发放38份,有效问卷35份,对于缺失答案过多的采取直接删除的方法,没有进行录入。(问卷无效主要是因为背面没有作答,这一点上的原因之一是在本次问卷的正面底部缺少提示性信息,该问题在以后的问卷设计上会注意)用SPSS软件进行统计分析,从就餐者、替代者、食堂自身三个方面进行问题的分析。问卷发放方法:在校内各处拦截式随机发放问卷,以保证采集到样本的随机性和有效性。抽样方法:随机抽样,结果如表一:游程检验2(表一)性别检验值a.46案例<检验值19案例>=检验值16案例总数35Runs数15Z-.993渐近显著性(双侧).321a.均值如表一,游程检验中P值>0.05,接受原假设,即,针对性别,数据来自随机抽样。本次样本的基本信息:根据描述性统计分析,如下饼图所示,本次搜集到的样本男女比例为45.71:54.29;家乡区域分布在华北、华南、西南、西北、华中、华东、东北等7个地带;他们的身份是:有1名被调查者是教职工,占2.86%,剩下全是本校学生,大一到大四分别占14.29%、34.29%、34.29%、14,。29%;个人口味里喜欢“酸辣麻”这类刺激性的占31.43%,喜欢清淡的占20%,并没有固定口味或者不好说的占25.71%,剩下的咸鲜、酱香风味各占11.43%;在所有被调查者中,有半数以上的同学对食堂的满意度是一般或者更差,有48%对食堂还比较满意或非常满意。一、各因素(学生的个人情况)对食堂满意度的影响Q1性别:独立样本检验(基于性别)方差方程的Levene检验均值方程的t检验FSig.tdfSig.(双侧)均值差值标准误差值差分的95%置信区间下限上限对食堂总体满意度假设方差相等.237.630-1.76033.088-.714.406-1.539.112假设方差不相等-1.75331.484.089-.714.407-1.544.116所给分量假设方差相等.511.480-.67733.503-.276.408-1.107.554假设方差不相等-.66428.602.512-.276.416-1.128.575菜色花样假设方差相等1.393.246-.69433.492-.224.322-.879.432假设方差不相等-.67325.866.507-.224.333-.907.460饭菜质量假设方差相等1.123.297-1.41033.168-.503.357-1.230.223假设方差不相等-1.38428.830.177-.503.364-1.247.241饭菜价格假设方差相等1.523.226.29833.768.109.364-.633.850假设方差不相等.30930.742.759.109.351-.607.824上表中,在不存在异方差的情况下T检验都没有通过,这说明性别因素对食堂总体的满意度以及食堂满意度的具体方面(所给分量、菜色花样、饭菜质量、饭菜价格)的影响,并不显著。检验统计量a,b对食堂总体满意度卡方3.322df1渐近显著性.068a.KruskalWallis检验另外,运用秩和检验也能得出同样的结论——秩性别N秩均值对食堂总体满意度女1915.24男1621.28总数35渐进显著性P值>0.05,因此性别对食堂总体的满意度影响不显著。
Q2身份:对身份进行mean统计和方差分析:报告对食堂总体满意度身份均值N标准差大一2.4051.140大二2.67121.231大三3.08121.240大四3.0051.581教职工及家属2.001.总计2.80351.232方差齐性检验对食堂总体满意度Levene统计量df1df2显著性.263a330.851正态性检验b身份Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk统计量dfSig.统计量dfSig.对食堂总体满意度大一.2375.200*.9615.814大二.31012.002.77212.005大三.22512.093.82412.018大四.1365.200*.9875.967a.Lilliefors显著水平修正*.这是真实显著水平的下限。b.当身份=教职工及家属时对食堂总体满意度是常量。它已被忽略。ANOVA表平方和df均方F显著性对食堂总体满意度*身份组间(组合)2.8174.704.433.784线性.4371.437.269.608线性偏差2.3803.793.488.693组内48.783301.626总计51.60034相关性度量RR方EtaEta方对食堂总体满意度*身份.092.008.234.055由上面的这组图表分析得:由箱图和均值描述可知,大一大二对食堂总体的满意度为2.4以上,而大三大四的满意度均值为3.0以上,除此之外,大一大二的满意度较为集中,而大三、大四的满意度样本比较分散。根据Q10所设置的总体满意度(从1—6依次为非常满意——非常不满意),则得出大一、大二的总体满意度高于大三、大四。方差齐性检验的P值远大于0.05,方差齐性检验通过,知不能拒绝原假设,即各组方差没有显著差异。由正态性检验结果知,大二的值不符合正态性,但大一、大三、大四的都符合,在样本大于30时,可以进行方差分析。由ANOVA的结果知,F值小于1,且P值>0.05,因此不能拒绝原假设,即就餐者身份的不同,对其评价食堂满意度,没有显著影响。Q3家乡区域:同样的,秩和检验的结果如下:检验统计量a,b对食堂总体满意度卡方9.830df6渐近显著性.132a.KruskalWallis检验b.分组变量:家乡区域秩家乡区域N秩均值对食堂总体满意度东北318.17华北918.50华东512.90华中317.00西北431.13西南517.40华南613.67总数35可得,P值>0.05,家乡区域对评价食堂满意度的影响不大。Q1/Q2/Q3对食堂总满意度的多因素方差分析:综上,可以发现性别(Q1)、身份(Q2)及家乡区域(Q3)等单因素,在α=5%的显著性水平下,对“食堂的总体满意度”的影响都不显著。即对于就餐者而言,当他们评判对于食堂的满意度时,这些因素能起到的作用比较小。那么,这三者综合因素会对评价食堂满意度产生影响么?下面将进行多因素方差分析中交互效应的检验,来进行判断。误差方差等同性的Levene检验a因变量:对食堂总体满意度Fdf1df2Sig.1.222277.419检验零假设,即在所有组中因变量的误差方差均相等。a.设计:截距+Q1+Q2+Q3+Q1*Q2+Q2*Q3+Q1*Q2*Q3主体间效应的检验因变量:对食堂总体满意度源III型平方和df均方FSig.校正模型50.350a271.86510.443.002截距167.7181167.718939.222.000Q11.12511.1256.299.040Q23.7894.9475.305.028Q312.96462.16112.100.002Q1*Q213.78834.59625.738.000Q2*Q38.70810.8714.877.023Q1*Q2*Q35.52131.84010.306.006误差1.2507.179总计326.00035校正的总计51.60034a.R方=.976(调整R方=.882)由上表知,当考虑三者的交互作用时,主体间各因素及各因素分别交互后的效用都显著。即:在多因素方差分析中,身份、性别、家乡区域和三者之间各个交互的因素,对食堂总体的满意度影响很大。初步估计这与和样本容量有关,性别和身份交互,对食堂总体的满意度也有很大影响。具体到是什么因素起到了最大的作用,用LSD进行事后比较来说明,结果如下多个比较对食堂总体满意度LSD(I)家乡区域(J)家乡区域均值差值(I-J)标准误差Sig.95%置信区间下限上限东北华北-.22.282.456-.89.44华东.47.309.174-.261.20华中.00.3451.000-.82.82西北-1.83*.323.001-2.60-1.07西南-.13.309.679-.86.60华南.50.299.138-.211.21华北东北.22.282.456-.44.89华东.69*.236.022.131.25华中.22.282.456-.44.89西北-1.61*.254.000-2.21-1.01西南.09.236.717-.47.65华南.72*.223.014.201.25华东东北-.47.309.174-1.20.26华北-.69*.236.022-1.25-.13华中-.47.309.174-1.20.26西北-2.30*.283.000-2.97-1.63西南-.60.267.060-1.23.03华南.03.256.900-.57.64华中东北.00.3451.000-.82.82华北-.22.282.456-.89.44华东.47.309.174-.261.20西北-1.83*.323.001-2.60-1.07西南-.13.309.679-.86.60华南.50.299.138-.211.21西北东北1.83*.323.0011.072.60华北1.61*.254.0001.012.21华东2.30*.283.0001.632.97华中1.83*.323.0011.072.60西南1.70*.283.0011.032.37华南2.33*.273.0001.692.98西南东北.13.309.679-.60.86华北-.09.236.717-.65.47华东.60.267.060-.031.23华中.13.309.679-.60.86西北-1.70*.283.001-2.37-1.03华南.63*.256.043.031.24华南东北-.50.299.138-1.21.21华北-.72*.223.014-1.25-.20华东-.03.256.900-.64.57华中-.50.299.138-1.21.21西北-2.33*.273.000-2.98-1.69西南-.63*.256.043-1.24-.03基于观测到的均值。误差项为均值方(错误)=.179。*.均值差值在.05级别上较显著。由现有的事后检验结果知,地域,尤其是西北地区与其它地区的差异性,对交互作用影响比较大。因此,我们可以判断,地域的不同,对评价食堂满意度,还是有一定影响力的。Q4能否找到符合家乡口味的菜品:秩能在食堂找到比较符合家乡口味的菜品N秩均值对食堂总体满意度能1412.64不能1023.85不好说1119.50总数35检验统计量a,b对食堂总体满意度卡方8.049df2渐近显著性.018a.KruskalWallis检验b.分组变量:能在食堂找到比较符合家乡口味的菜品由秩和检验P值<0.05可知,能否在食堂找到家乡的口味对就餐者评价食堂满意度有显著的影响。根据经验即知,能找到家乡口味的话,就餐者对食堂的好感度将会提升,对食堂的总体满意度也会相应的提高。因此这里不再进行多重比较。
Q6多选题(最喜欢的菜系)分析:$Q6频率响应个案百分比N百分比喜欢的菜系a喜欢的菜系——鲁菜46.9%11.4%喜欢的菜系——川菜1831.0%51.4%喜欢的菜系——粤菜610.3%17.1%喜欢的菜系——苏菜35.2%8.6%喜欢的菜系——闽菜58.6%14.3%喜欢的菜系——浙菜58.6%14.3%喜欢的菜系——湘菜712.1%20.0%喜欢的菜系——徽菜23.4%5.7%喜欢的菜系——其它813.8%22.9%总计58100.0%165.7%a.值为0时制表的二分组。检验统计量N35CochranQ30.846adf8渐近显著性.000a.1将被视为成功。Cochran检验表明,川菜的受欢迎程度最高、不喜欢的人数最少。其次被大家喜欢的是湘菜、粤菜等。闽菜、苏菜、浙菜三种以清淡咸鲜为主的菜系也拥有忠实爱好者。几个结果显著,说明就餐者对不同菜系喜好程度差别很大。另外,以Q5为依据对数据进行排序,我们可以很容易发现,更多的就餐者喜欢“酸辣麻”口味的食物,其次是清淡口感。分析:学校为了照顾多数人的口味,最好能在食堂引入正宗的川菜、湘菜窗口,会很受师生的欢迎。清淡菜系不只是苏、浙、闽等地学生最能接受的,而且也是其他地区学生在北京干燥的环境中应该多食用的菜系种类。因此,学校食堂也可设置相关主营真正清淡菜品的窗口,而不是我们很多人遇到的现象——看着很清爽,吃着一股酱味儿——快餐中的北京味太浓了。Q3*$Q6交叉制表喜欢的菜系a总计喜欢的菜系——鲁菜喜欢的菜系——川菜喜欢的菜系——粤菜喜欢的菜系——苏菜喜欢的菜系——闽菜喜欢的菜系——浙菜喜欢的菜系——湘菜喜欢的菜系——徽菜喜欢的菜系——其它家乡区域东北计数1210001013Q3内的%33.3%66.7%33.3%.0%.0%.0%33.3%.0%33.3%华北计数1400131049Q3内的%11.1%44.4%.0%.0%11.1%33.3%11.1%.0%44.4%华东计数1112010015Q3内的%20.0%20.0%20.0%40.0%.0%20.0%.0%.0%20.0%华中计数1201002003Q3内的%33.3%66.7%.0%33.3%.0%.0%66.7%.0%.0%西北计数0300010114Q3内的%.0%75.0%.0%.0%.0%25.0%.0%25.0%25.0%西南计数0320001115Q3内的%.0%60.0%40.0%.0%.0%.0%20.0%20.0%20.0%华南计数0320402006Q3内的%.0%50.0%33.3%.0%66.7%.0%33.3%.0%.0%总计计数418635572835百分比和总计以响应者为基础。a.值为0时制表的二分组。分析——由上表可得:川菜已经跨越地域,成为各地师生都很喜欢的菜系,湘菜第二,也深得华中华南两地学生的喜爱。除此之外,在就餐师生关于菜系的喜爱度中,能明显的发现地域性的影响:华南的最喜欢闽菜,西南、西北的喜欢川菜,华东的喜欢苏菜,因为华北、东北在此题目中没有响应的当地菜系,所以华北、东北的同学中选择“其它”的最多。$Q6*Q10交叉制表对食堂总体满意度总计非常满意比较满意一般不太满意不满意很不满意$Q6a喜欢的菜系——鲁菜计数0211004$Q6内的%.0%50.0%25.0%25.0%.0%.0%喜欢的菜系——川菜计数35431218$Q6内的%16.7%27.8%22.2%16.7%5.6%11.1%喜欢的菜系——粤菜计数2220006$Q6内的%33.3%33.3%33.3%.0%.0%.0%喜欢的菜系——苏菜计数0300003$Q6内的%.0%100.0%.0%.0%.0%.0%喜欢的菜系——闽菜计数1130005$Q6内的%20.0%20.0%60.0%.0%.0%.0%喜欢的菜系——浙菜计数0041005$Q6内的%.0%.0%80.0%20.0%.0%.0%喜欢的菜系——湘菜计数1411007$Q6内的%14.3%57.1%14.3%14.3%.0%.0%喜欢的菜系——徽菜计数0101002$Q6内的%.0%50.0%.0%50.0%.0%.0%喜欢的菜系——其它计数0412018$Q6内的%.0%50.0%12.5%25.0%.0%12.5%总计计数3141051235百分比和总计以响应者为基础。a.值为0时制表的二分组。
同样的,将对食堂总体的满意度分为两个新变量——觉得还不错%=非常满意%+比较满意%认为有待改进%=一般%+不太满意%+不满意%+很不满意%由$Q6*Q10交互表分析:喜欢的菜系觉得还不错%鲁菜50%川菜44.50%粤菜66.60%苏菜100%闽菜40%浙菜0%湘菜71.40%徽菜50.00%其它50.00%对食堂总体评价最高的是喜欢吃苏菜、粤菜、湘菜三大菜系的同学,联系实际进行分析——喜欢苏菜的一共有三个样本,首先代表性比较低;另外,在协助路人完成问卷的时候沟通得知,这其中有2人是苏北的。因此,这时的100%觉得不错的概率就要大打折扣了——苏北菜以徐淮菜为主,曾经属于鲁菜系,后归为苏菜系,风格鲜咸适度,习尚五辛、五味兼崇,对菜品有很强的包容性,因此对于食堂的菜品的宽容度最大、满意度最高。我校一食堂二楼有一粒甘香,粤菜的风格比较正宗,二食堂二楼还有广东风味窗口,因此,喜欢粤菜的同学对食堂的评价也很高。湘菜的代表是一食堂二楼香辣源窗口,溢香苑之前还有湘赣窗口,而学校外面还有两家湘菜馆作为替代品,因此喜欢湘菜的同学,对食堂的满意度也很高。喜欢浙菜的同学对学校食堂的评价最低,这是因为在我们学校并没有专供浙菜和地域上与之相邻的淮扬菜系的窗口,因此其满意度为0,正说明喜欢的菜系对评价食堂满意度有很大影响。
Q7每月在食堂消费数额:对原始数据进行分组,然后做每月消费额与总体满意度的交互分析:每月在食堂的消费额*对食堂总体满意度交叉制表对食堂总体满意度合计非常满意比较满意一般不太满意不满意很不满意每月在食堂的消费额200以下计数0221016每月在食堂的消费额中的%.0%33.3%33.3%16.7%.0%16.7%100.0%200——300计数1421019每月在食堂的消费额中的%11.1%44.4%22.2%11.1%.0%11.1%100.0%300——400计数0210104每月在食堂的消费额中的%.0%50.0%25.0%.0%25.0%.0%100.0%400——500计数15320011每月在食堂的消费额中的%9.1%45.5%27.3%18.2%.0%.0%100.0%500以上计数1121005每月在食堂的消费额中的%20.0%20.0%40.0%20.0%.0%.0%100.0%合计计数3141051235每月在食堂的消费额中的%8.6%40.0%28.6%14.3%2.9%5.7%100.0%根据上面交互表可知:月消费200—500元的同学,对学校食堂的整体满意度最高。月消费在200元以下的和在500元以上的,对食堂的满意度低于其他组。该变量的影响是显著的。具体的,将对食堂总体的满意度分为两个新变量——觉得还不错%=非常满意%+比较满意%认为有待改进%=一般%+不太满意%+不满意%+很不满意%发现月消费200元以下的同学或老师,觉得食堂还不错的比例只有33.3%,月消费500元以上的同学或老师,觉得食堂还不错的比例为20%+20%=40%,这两者都小于样本总体总觉得还不错%(48.6%),并且都不到半数。此现象说明:学校各个食堂对于占总体多数的中层消费水平的就餐者考虑比较周全,这部分的消费者满意度较高,但食堂对于月消费水平比较低的和月消费水平很高的这两部分同学或教职工,没有很好的采取差异化对待的方式。食堂现有的服务和菜品,再价格和质量上并不能满足这两部分同学的需要。结合我校主流食堂的实际情况,月消费计划很低时,能选择的食物种类屈指可数,并且万年不变,比如快餐窗口的低档菜品永远是8毛钱的绿豆芽,有时候有水煮包菜,但拒绝像其他价位一样,提供拼菜服务。这样,月消费能力比较低的同学等就餐者,对食堂的满意度确实就会降低。对于月消费计划很高的同学,食堂能提供的好吃、精品的菜品种类又基本没有,满足不了这部分群体追求新花样、好口感而不太在乎价格的需求情况。因此,学校可以考虑引进较为正宗的价格可以偏高的精品菜肴以及督促现有食堂改善低消费水平就餐者的待遇,便宜的菜品经常翻新、提供拼菜服务、不占用低价窗口卖高价菜等。其它分析:考虑除家庭经济条件外,其他因素对被调查者每月食堂消费额的影响——性别:我校男女生在学校食堂每月的花费均值分别为312、380元,根据双独立样本T检验,性别对于开销的影响并不显著。身份:根据方差分析,身份的不同对于就餐者每月开销的影响也不显著——方差齐性检验每月在食堂的消费额Levene统计量df1df2显著性.447a330.721a.在计算每月在食堂的消费额的方差齐性检验时,将忽略仅有一个案例的组。当方差齐性检验通过后,对样本进行方差分析:ANOVA每月在食堂的消费额平方和df均方F显著性组间92140.238423035.0601.460.239组内473198.3333015773.278总数565338.57134所以,身份对于消费额的影响很小。二、各食堂的受欢迎程度(Q8多选排序题)的分析在对Q8进行数据预处理时采用的是多选项分类法,共设置排序5题(第一喜欢、第二喜欢……第五喜欢),每道题目中有1—8,八个选项。首先,根据Q8的5个次序的重要度(权重)进行再编码:将“第一常去”、“第二常去”、…“第五常去”的重要性依次赋值为:10、8、6、4、2。其次,对每个次序小题进行统计性分析:第一常去频率百分比有效百分比累积百分比有效一食堂一楼25.75.75.7一食堂二楼1028.628.634.3二食堂一楼12.92.937.1二食堂二楼25.75.742.9梆子井食堂1440.040.082.9星光小吃城514.314.397.1校内其他地方12.92.9100.0合计35100.0100.0第二常去频率百分比有效百分比累积百分比有效一食堂一楼720.020.020.0一食堂二楼720.020.040.0二食堂一楼720.020.060.0二食堂二楼822.922.982.9星光小吃城411.411.494.3清真食堂12.92.997.1校内其他地方12.92.9100.0合计35100.0100.0第三常去频率百分比有效百分比累积百分比有效一食堂一楼822.922.922.9一食堂二楼514.314.337.1二食堂一楼925.725.762.9二食堂二楼514.314.377.1梆子井食堂12.92.980.0星光小吃城617.117.197.1校内其他地方12.92.9100.0合计35100.0100.0第四常去频率百分比有效百分比累积百分比有效一食堂一楼720.020.020.0一食堂二楼411.411.431.4二食堂一楼411.411.442.9二食堂二楼1234.334.377.1星光小吃城720.020.097.1校内其他地方12.92.9100.0合计35100.0100.0第五常去频率百分比有效百分比累积百分比有效一食堂一楼720.020.620.6一食堂二楼25.75.926.5二食堂一楼38.68.835.3二食堂二楼720.020.655.9梆子井食堂38.68.864.7星光小吃城720.020.685.3清真食堂12.92.988.2校内其他地方411.411.8100.0合计3497.1100.0缺失系统12.9合计35100.0对各个选项进行加权,结果如下具体食堂加权最终值一食堂一楼10*2+8*7+6*8+4*7+2*7166一食堂二楼10*10+8*7+6*5+4*4+2*2206二食堂一楼10*1+8*7+6*9+4*4+2*3142二食堂二楼10*2+8*7+6*5+4*12+2*7168梆子井食堂10*14+8*0+6*1+4*0+2*3152星光小吃城10*5+8*4+6*6+4*7+2*7160清真食堂10*0+8*1+6*0+4*0+2*110校内其他地方10*1+8*1+6*1+4*1+2*436根据最终值,作图:易知:就餐师生最常去的各个食堂由重要性排序为——(取前5个)一食堂二楼>二食堂二楼>一食堂一楼>星光小吃城>梆子井食堂分析:如果把是否常去看做是满意度的一个衡量指标。那么,梆子井食堂在男生公寓,一般只有男生会去吃饭。这种情况下,它能比二食堂二楼的分值高出10分来,可见其饭菜的质量很高,男生对其满意度很高,如果考虑性别的因素,梆子井食堂很可能已经高出大家对一食堂二楼的满意度了。
三、食堂本身会影响被评价满意度的有关分析此部分将会把Q9(纵向,各种餐饮场所)、Q10(横向,同类学校食堂)相比对,考察就餐者对于对食堂整体的满意程度:对食堂总体满意度频率百分比有效百分比累积百分比有效非常满意38.68.68.6比较满意1440.040.048.6一般1028.628.677.1不太满意514.314.391.4不满意12.92.994.3很不满意25.75.7100.0合计35100.0100.0我们可以发现,有接近总样本量三分之一的师生,即使是有空闲时间,也更加倾向于在食堂就餐,说明我校的食堂是有一定的忠诚顾客的,也反映我校的食堂在确实满足了大家部分的需求、给大家提供了方便,有其可取之处。同时,还是11.43%的同学更愿意在星光小吃城或者校内的餐馆就餐。这两项加总共占百分比42.86%,这说明我校所提供的就餐场所比较符合大家需要,这种现象也与我们所调查的大家对食堂总体的满意度处于一般和比较满意之间的结果相吻合。另外,本校的各个食堂还是应该在菜品种类、味道等方面对校外餐馆有所学习,毕竟,倾向于去校外就餐的学生是本校食堂与本校校内餐馆、小吃城相加的和。除此之外,此处还反映出我校学生对校内餐馆的认可度不高,结合我校实际情况,原因可能有这些方面:一是我校餐馆的收费比校外更高,二是我校最大的餐馆国交餐厅位置既不靠近教学区也不靠近学生生活区,三是校内餐馆缺乏吸引力,在校内受到食堂和小吃的竞争,在校外受到各种餐馆的压力,四是由于样本的有限性和被调查者中带薪老师样本的缺乏,因此“我校校内餐馆的主营对象有可能是教职工或留学生”的可能性不能得到验证。下面将对食堂各个环节的具体满意度进行分析:对量表题进行重新赋值,RECODEQ11Q12Q13Q14Q15Q16Q17Q18Q19Q20(1=5)(2=4)(3=3)(4=2)(5=1).将Q11、Q12转换成新的变量:食物吸引力=(Q11+Q12)/2将Q13、Q14转换成新的变量:食物实惠度=(Q13+Q14)/2将Q15、Q16转换成新的变量:卫生情况=(Q15+Q16)/2将Q17—Q20转换成新的变量:用餐心情=(Q17+Q18+Q19+Q20)/4对这四个新变量进行描述性统计,结果如下:描述统计量N极小值极大值和均值标准差方差用餐心情351.005.00109.503.1286.80525.648卫生情况351.506.00114.503.2714.98774.976食物实惠度352.005.00129.003.6857.82324.678食物吸引力351.505.00113.003.2286.91026.829有效的N(列表状态)35可以发现,他们的均值集中在3.1—3.7之间,介于不太满意和一般之间。说明,在这些具体的评判方面,食堂还需要从食物的吸引力、实惠程度、卫生条件加以改善,并努力为就餐者提供一个良好的就餐条件,这是一个食堂提高竞争力的关键。统计量食物吸引力食物实惠度卫生情况用餐心情N有效35353535缺失0000均值3.22863.68573.27143.1286中值3.50004.00003.00003.2500众数3.504.002.503.00a标准差.91026.82324.98774.80525方差.829.678.976.648a.存在多个众数。显示最小值对上述四个新的变量从图形上进行粗略的正态性判断:由图知,这四个新变量都是有一定正态性的,近似地服从正态分布,可以对他们进行T检验。
独立样本检验(基于Q1,性别)方差方程的Levene检验均值方程的t检验FSig.tdfSig.(双侧)均值差值标准误差值差分的95%置信区间下限上限食物吸引力假设方差相等2.201.1471.18433.245.36349.30705-.26122.98819假设方差不相等1.15427.305.258.36349.31495-.282391.00937食物实惠度假设方差相等.169.683.19233.849.05428.28338-.52226.63081假设方差不相等.19131.583.850.05428.28425-.52502.63357卫生情况假设方差相等.074.788-.22333.825-.07566.33994-.76726.61595假设方差不相等-.21928.924.828-.07566.34606-.78352.63220用餐心情假设方差相等.471.497-.08033.937-.02220.27731-.58640.54199假设方差不相等-.08232.917.935-.02220.27188-.57541.53100可以发现,食物吸引力、食物实惠度、卫生情况、就餐心情关于性别的方差齐性检验都通过了,即这四个新变量的总体方差没有显著差异。查看第一行的结果,发现显著性检验的P值全都大于α(取0.05时),也再次证明了单因素性别对就餐者对食堂满意度的评价并无重要影响的实际情况。将身份重新划分为“低年级本科生”和“其他”两种,对他们进行T检验。结果如下图:独立样本检验(基于Q2,身份-重新划分)方差方程的Levene检验均值方程的t检验FSig.tdfSig.(双侧)均值差值标准误差值差分的95%置信区间下限上限食物吸引力假设方差相等.008.930.07533.941.03333.44627-.87461.94128假设方差不相等.0685.074.949.03333.49237-1.226791.29346食物实惠度假设方差相等1.036.316-1.22433.230-.48333.39478-1.28652.31985假设方差不相等-1.3265.796.235-.48333.36443-1.38271.41604卫生情况假设方差相等1.365.251-2.74633.010-1.20000.43693-2.08894-.31106假设方差不相等-1.9914.562.109-1.20000.60268-2.79505.39505用餐心情假设方差相等1.651.208-.65933.515-.25833.39225-1.05638.53971假设方差不相等-.5184.716.628-.25833.49850-1.563351.04668易知四个新变量仍然符合方差齐性检验,方差相等时,发现身份对于卫生情况一栏中,显著性检验的P值<0.05,所以拒绝了“身份对于卫生情况没有显著性影响的原假设”,即身份的差异对就餐者关于卫生情况的满意度有影响。我们可以通过简单的柱状图来了解两个变量之间具体是一个怎样的影响。具体分析:因此,大三的对于食堂卫生情况的满意度最低,大二、大四次之,大一学生和教职工的满意度则相对较高。分析其原因,大概猜想是在学校生活了比较久之后,同学们已经深入了解了各个食堂的情况,并且大二、三、四的同学饮食规律性较差,经常在非高峰时间就餐,因此对食堂的卫生情况了解的更为细致,相应的评分也就比较低了。另外,从就餐者的心理角度分析,大一刚入校,对一切的新鲜度比较高,认识比较模糊,相应的包容性也比较大;而大三的同学感觉自己是最有资格评价学校的了,经过三年的观察,对学校的各方面弊病思考比较多,对学校的关心程度最高,对待不满意之处的容忍度也相应最低;至于大二和大四,一个是刚刚对校园生活有了较深入的认知,一个是觉得自己已经半脱离学校了,因此他们处于大一和大四的中间阶段。教职工的样本只有一个,并不能得出很有代表性的结论,但根据实际情况进行猜想,教职工及家属在食堂多购买的是主食,另外就是老师们有课时简单的一餐,因为所购买的种类和老师们整体对于食堂的要求不高(满足基本的需求即可),因此对于食堂卫生的关注度最低,容忍度也最高。对于剩下三个变量(食物吸引力、食物实惠度、就餐心情)进行简单的汇总,得出以下均值:根据赋值,1—6依次为非常满意、比较满意、一般、不太满意、不满意、非常不满意,知均分三点几,处在不太满意和一般两个评级之间,并且就餐人员对于食物的实惠度(包括价格和分量)的满意度相对高于对食物吸引力和用餐心情的满意度。
关于总体满意度的回归分析:对食物吸引力、食物实惠度、卫生情况、用餐心情做关于整体满意度的回归分析,来了解四个变量对于总体满意度的影响大小。建立回归方程的模型为:散点图:由矩阵散点图可观:对食堂总体的满意度与食物吸引力、卫生情况、用餐心情呈现较弱的负相关,与食物实惠度的线性关系不强。食物实惠度与用餐心情、卫生情况之间呈现弱的正相关性;食物实惠度与食物吸引力之间的线性正相关关系比较强——从这个角度来说,食物实惠度也与其它自变量存在高度共线性。综上,删除食物实惠度作为自变量。考察因变量(总体满意度)的正态性:正态性检验Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk统计量dfSig.统计量dfSig.对食堂总体满意度.22835.000.87135.001a.Lilliefors显著水平修正由上表知,对食堂总体的满意度是服从正态分布的,因此可以用来预测因变量(对食堂总体的满意度)。建立如下回归方程:进行多元回归分析:输入/移去的变量a模型输入的变量移去的变量方法1食物吸引力.步进(准则:F-to-enter的概率<=.050,F-to-remove的概率>=.100)。a.因变量:对食堂总体满意度模型汇总模型RR方调整R方标准估计的误差1.706a.498.483.886a.预测变量:(常量),食物吸引力。Anovab模型平方和df均方FSig.1回归25.686125.68632.710.000a残差25.91433.785总计51.60034a.预测变量:(常量),食物吸引力。b.因变量:对食堂总体满意度系数a模型非标准化系数标准系数tSig.B标准误差试用版1(常量)5.883.55910.515.000食物吸引力-.955.167-.706-5.719.000a.因变量:对食堂总体满意度已排除的变量b模型BetaIntSig.偏相关共线性统计量容差1卫生情况-.082a-.600.553-.105.837用餐心情.179a1.206.237.209.680a.模型中的预测变量:(常量),食物吸引力。b.因变量:对食堂总体满意度对上面一系列表格进行分析:表格[模型汇总]中,调整的=0.483,说明食物吸引力可以解释因变量(对食堂总体的满意度)48.3%的变化。表格[ANOVA]中,P值远小于0.05,说明该回归方程的参数是足够显著的,即:显著不为零。表格[系数]中,系数的P值远小于0.05,说明从统计上来说,食物吸引力变量的回归系数是显著的,表中以给出系数的估计值:=-0.955.表格已以排除的变量]中,卫生情况、用餐心情,两个变量的P值都不显著,因此最终都被剔除掉了。综上,最后建立的回归方程是:分析:因为现有模型只能解释因变量48.3%的变化,所以该模型并不是一个好模型。为此,可以将作为评价者的用餐者自身的各因素(见模块一)引入到方程中,并进行上面同样的步骤进行检验,还可以引入适当的虚拟变量,对评价食堂总体满意度进行全面的分析和验证,最终得出一个较为合理的回归方程。此处只是探讨食物吸引力、食物实惠度、卫生情况、用餐心情这四个因素对于评价食堂总体满意度的影响,目的已经达到,便不再继续进行进一步的建模分析。
四、食堂满意度的反向影响食堂总体的满意度水平对月消费额的影响:单样本Kolmogorov-Smirnov检验每月在食堂的消费额对食堂总体满意度N3535正态参数a,b均值341.572.80标准差128.9481.232最极端差别绝对值.125.228正.108.228负-.125-.172Kolmogorov-SmirnovZ.7401.347渐近显著性(双侧).645.053a.检验分布为正态分布。b.根据数据计算得到。概率>0.05,即不能拒绝原假设,每月消费额和对食堂总体的满意度都服从正态分布。因此可以做T检验,将“总体满意度分”再次划为“觉得还不错(1、2)”与“认为有待改进(3、4、5、6)”结果如下:组统计量对食堂总体满意度N均值标准差均值的标准误每月在食堂的消费额>=318339.17135.28031.886<317344.12125.99930.559独立样本检验方差方程的Levene检验均值方程的t检验FSig.tdfSig.(双侧)均值差值标准误差值差分的95%置信区间下限上限每月在食堂的消费额假设方差相等.077.783-.11233.912-4.95144.258-94.99485.092假设方差不相等-.11232.995.911-4.95144.165-94.80684.905
由上表可知,P值>0.05,方差的齐性检验,通过,因此看方差相等的对应行:T检验对应的P值=0.912/2>0.025,因此不能拒绝原假设,即认为食堂满意度对月消费金额的影响不显著。虽然大家对食堂的满意度有所不同,但每月在食堂的开销却并不受对食堂满意度的过多影响——分析:主要是因为就餐者
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