2.顧客期望
通常，顧客期望越高，對其所要購買的商品或服務抱有好的結果的願望越強烈，但在購買、消費商品和服務後，會降低感知質量。期望是顧客通過對期望對象的長期關注、了解、認知等的反複累積、加強的過程，顧客形成的期望的高低往往代表其過去對期望對象的感知質量的高低，同時，顧客期望的高低又會對下次顧客實際感知質量形成影響。長期看來，期望越高，感知質量越高。由此，本文提出假設：
H2a：顧客期望對感知質量有正向的影響。
Oliver（1997）認為，顧客滿意度深受顧客購買前對交易的期望的影響，在超市質量既定的情況下，期望越大，負的預期不確認可能性越大，則顧客滿意程度下降。本文認為，顧客期望越低的產品或服務往往伴隨著較低的滿意度。市場對產品或服務的質量並不認同，即顧客期望很低，同時長期產品質量低，顧客不滿意的信息在顧客之間流通，也使顧客期望偏低。即使供應商提供了過多的虛假的正麵宣傳，在短期內產生較高的顧客期望，然而實際消費後的感知質量卻遠遠滯後，顧客期望和總體滿意度負相關。從長期看，由於消費者的理性學習和信息的流動，顧客的期望和總體滿意水平都會下降。因此，長期內顧客期望和總體滿意水平總是正相關。由此，本文提出以下假設：
H2b：顧客期望對顧客滿意有正向的影響。
3.顧客期望
對於超市而言，顧客的感知質量主要包括顧客對商品質量和服務質量的感知。ASCI和ECSI模型表明，感知質量對顧客滿意有直接的正向影響。由此，本文提出以下假設：
H3：感知質量對顧客滿意有正向的影響。
4.價格感知
屈小靜（2012）研究結果表明，對滿意度影響最大的因素為價格感知，價格感知提高一個單位，滿意度將提高0.28個單位。大型連鎖超市經營產品同質化明顯，相同的商品如能保證以最低的價格出售，會大大增加顧客的滿意度。如北京華聯的“天天低價”、宣傳單上相對於競爭對手更低的價格等。由此，本文提出以下假設：
H4：價格感知對顧客滿意有正向的影響。
5.顧客抱怨
ASCI模型已經證明了，顧客滿意與顧客抱怨負相關；顧客滿意與顧客忠誠正相關；顧客抱怨與顧客忠誠負相關。顧客滿意水平的提高會減少顧客抱怨，增加顧客忠誠。由此，本文提出以下假設：
H5a：顧客滿意對顧客抱怨有負向的影響。
H5b：顧客滿意隊顧客忠誠有正向的影響。
H5c：顧客抱怨隊顧客忠誠有負向的影響。
（二）研究對象與方法。
本文對攀枝花北京華聯進行實證研究，開發量表、用SPSS 21.0軟件分析攀枝花北京華聯顧客滿意度樣本特性上、7個隱變量在身份方麵的差異和對問卷信度與效度進行檢驗；用AMOS 21.0對模型進行擬合和路徑分析。
（三）變量的定義和測量。
本文大型超市顧客滿意度指數評價模型的7個隱變量的26個觀測變量，遵循Churchill提出的量表生成原則，形成本文的最終調查問卷。問卷分為：第一部分是被調查者的基本信息，共有5道題，全為封閉式問題；第二部分是正式問卷，共設計了28道題，其中26道題為封閉式問題，2道題為開放式問題。采用5點李克特量表對北京華聯超市的顧客滿意度進行測量。從“1”非常不滿意到“5”非常滿意。
三、數據分析
吳明隆（2000）認為小樣本量是按問卷中正式問卷題數的3-5倍人數確定。本研究的預試對象樣本確定為28*3.75=105份，預調查於2013年4月8日至4月14日間在攀枝花北京華聯店進行，收回有效問卷105份，有效問卷為100份，有效回收率95%。對預試過程中發現的、被調查人員有疑問的問題進行修改，最後形成正式的調查問卷。正式調查問卷發出300份。問卷發放選擇按工作時間（9：00—17：00）和非工作時間（17：30以後）分別隨機選取在北京華聯超市購物的顧客，由被調查者現場填寫，調研人員當場收回問卷。共收回有效問卷300份，有效問卷回收率為100%。
（一）樣本描述。
樣本人口統計特征：
1.性別：有效樣本300個，女性樣本198個，占66%，男性樣本102個，占34%，跟現實生活中到北京華聯購物主要以女性為主一致。
2.年齡：主要集中在18（含18歲）到40歲之間，比重占到了樣本的76%，18歲到30歲之間的樣本所占比例為60%。這與攀枝花是工業城市有關，年輕人占多數。
3.教育程度：調研的樣本主要以本科（30%），高中、中專（30%）以及大專（24%）為主。共占了84%。符合攀枝花的教育程度的現狀。
4.月收入水平：以3000為分界點，低於3000與高於3000樣本比例約為6.14：1，比例最大的為（1500，3000]，所占比重為56%，這與攀枝花的工資實際水平、北京華聯的低價地位一致。
5.身份主要是學生和公司職員，分別占30%、28%。這與攀枝花北京華聯的地理位置相符，離攀枝花學院近，學生多為大學生。北京華聯在東區市中心地段，公司職員購物方便。
（二）測量模型。
1.量表信度檢驗
量表信度采用Cronbach's α係數檢驗。總量表的Cronbach's α值為0.933，標準化後為0.941，因此量表具有很高的內部一致性，數據可靠性高。
企業形象（Cl1-CI4）的Cronbach's α值為0.678，值較低，但可以接受。CI2的CITC值為0.358（
注：*項目為剔除項目
2.量表效度檢驗
量表效度的結構效度的檢驗用KMO檢驗（Kaiser-Meyer-Olkin）和巴特利特球體檢驗（Bartlett’s Test）。數據顯示，KMO值為0.917。Bartlett’s Test的值為1170.046，P
收斂效度檢驗結果顯示，除CC2的標準化因子載荷小於0.5外，其餘各觀測變量標準化因子載荷值大於0.5，均通過檢驗標準，並且各變量的AVE值都大於0.5，說明各潛變量具有收斂效度。判別效度檢驗通過對比發現：各變量的AVE的平方根值（對角線）均大於各變量間的相關係數（對角線以下）的絕對值，說明具有良好的判別效度。
注：*項目為剔除項目
3.測量模型校驗
本文模型的擬合優度指標，預設模型：卡方統計值與自由度之比X2/df為3.932，略高於Hinkin（1998）的標準3；擬合優度指數（GFI）和規範擬合指數（NFI）略低於Bagozzi和Yi（1988）的標準0.9；近似均方根誤差（RMSEA）為0.083，高於標準0.06。於是對模型修正指數（Ml）值進行修正（對Ml值高的兩項之間建立相關關係，逐步調整模型）。修正模型：X2/df、RMSEA、GFI、NFI值均有改觀，比較擬合指數（CFI）值下降，但符合要求。因此總體模型擬合較好。