SPSS論文 大學(xué)食堂滿意度調(diào)查報(bào)告

傳媒經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分析馬楠中國(guó)海底撈大學(xué)食堂滿意度調(diào)查報(bào)告[]目錄研究背景 3研究意義 3指標(biāo)及指標(biāo)體系的構(gòu)造分析說明 3分析研究的方法： 4本次樣本的基本信息： 4一、各因素（學(xué)生的個(gè)人情況）對(duì)食堂滿意度的影響 7Q1性別： 7Q2身份：對(duì)身份進(jìn)行mean統(tǒng)計(jì)和方差分析： 8Q3家鄉(xiāng)區(qū)域： 9Q1/Q2/Q3對(duì)食堂總滿意度的多因素方差分析： 10Q4能否找到符合家鄉(xiāng)口味的菜品： 13Q6多選題（最喜歡的菜系）分析： 14分析—— 15Q7每月在食堂消費(fèi)數(shù)額： 18其它分析： 19二、各食堂的受歡迎程度（Q8多選排序題）的分析 20分析： 22三、食堂本身會(huì)影響被評(píng)價(jià)滿意度的有關(guān)分析 23下面將對(duì)食堂各個(gè)環(huán)節(jié)的具體滿意度進(jìn)行分析： 24對(duì)上面一系列表格進(jìn)行分析： 30四、食堂滿意度的反向影響 32五、總結(jié) 33六、經(jīng)驗(yàn)和不足： 34附錄一： 35關(guān)于中國(guó)海底撈大學(xué)食堂滿意度的調(diào)查報(bào)告研究背景一所大學(xué)的食堂，是所有師生、職工等在校生活的保障，因此食堂的餐飲提供、衛(wèi)生情況、服務(wù)水平、就餐環(huán)境等一直是大家密切關(guān)注的問題。食堂的好壞與否，關(guān)系到學(xué)生的學(xué)習(xí)、生活和身體健康能否得到保障。食堂既是學(xué)校必備的硬件設(shè)施，又是學(xué)校管理的重要構(gòu)成部分。近年來，食品安全問題被不斷曝光、CPI指數(shù)居高不下、集體食物中毒等事件頻發(fā)……這些也把大學(xué)食堂置于公共視線之下。研究意義研究就餐者（主要指大學(xué)生）對(duì)于大學(xué)食堂的滿意度，發(fā)現(xiàn)問題并不斷改正，可以更好地改善大家的生活條件和就餐環(huán)境，可以提高學(xué)生、教職工們對(duì)學(xué)校食堂的信賴度和對(duì)所在學(xué)校的認(rèn)同感。對(duì)就餐者進(jìn)行關(guān)于對(duì)我校食堂滿意度的調(diào)查，可以通過分析了解學(xué)生、教職工等就餐者的心聲，較為真實(shí)地了解我校食堂的現(xiàn)狀。調(diào)查結(jié)果向有關(guān)部門反映，可以敦促食堂更好地為師生服務(wù)、進(jìn)一步提高食堂員工工作質(zhì)量和服務(wù)態(tài)度等。不管是從對(duì)食堂經(jīng)營(yíng)的角度考慮，還是從學(xué)校對(duì)師生的負(fù)責(zé)的角度，研究就餐師生對(duì)我校食堂各食堂的滿意度，都很有現(xiàn)實(shí)意義。關(guān)于我校用餐者對(duì)于本校食堂滿意度的研究成果，通過反映相關(guān)部門，可以真正將我們所需要的落實(shí)的到學(xué)校對(duì)后勤食堂的管理工作中去，為廣大師生謀利益。指標(biāo)及指標(biāo)體系的構(gòu)造分析說明為了研究是哪些因素影響了就餐者對(duì)我校食堂的滿意度——對(duì)如下問題進(jìn)行了假設(shè)：從用餐者角度出發(fā)：猜測(cè)男生、女生可能會(huì)因?yàn)樾枨蟛煌鴮?duì)食堂的滿意度不同；對(duì)學(xué)校的了解度（在校時(shí)間長(zhǎng)短）也會(huì)對(duì)評(píng)價(jià)食堂產(chǎn)生影響；就餐者之前的生活水平有高有低，但食堂的菜品種類是基本固定的，不同開銷的人對(duì)食堂的滿意度可能存在差異，而對(duì)于食堂滿意度的不同又會(huì)反向影響我校師生在食堂的花費(fèi)，因此設(shè)置Q1性別、Q2身份選項(xiàng)以及Q7（注：后為了便于分析，在實(shí)際調(diào)查中將原本的單項(xiàng)選擇題改成了具體數(shù)值的填空，見附錄一）。猜測(cè)因?yàn)槭程玫牡赜蛐跃窒藓褪程梅N類的有限，現(xiàn)有食堂并不會(huì)符合所有就餐人員的喜好；學(xué)生和老師的家鄉(xiāng)以及他們本身口味的差異也會(huì)對(duì)評(píng)價(jià)食堂造成影響，因此設(shè)置Q3（家鄉(xiāng)所在地）、Q4（家鄉(xiāng)風(fēng)味）、Q5（被調(diào)查者自己的口味）、Q6（喜歡的菜系）問題，以分析就餐師生的個(gè)人口味對(duì)其評(píng)價(jià)食堂造成的影響。對(duì)我校各個(gè)食堂以及校外餐飲場(chǎng)所的偏好和選擇情況：為了了解大家平時(shí)喜歡的就餐場(chǎng)所、嘗試進(jìn)行校內(nèi)各食堂評(píng)分的排名，因此設(shè)置多選排序題Q8，來了解學(xué)校內(nèi)各個(gè)食堂的受歡迎度，設(shè)置Q9，來了解被調(diào)查者對(duì)校內(nèi)食堂和校外餐館的偏好。從食堂自身出發(fā)：食堂自身的各項(xiàng)情況也會(huì)使就餐師生產(chǎn)生不同的評(píng)價(jià)，根據(jù)大家日常的關(guān)注點(diǎn)，設(shè)量表題（Q11—Q20）從不同角度來分析：使就餐師生產(chǎn)生對(duì)食堂滿意度時(shí)，各個(gè)具體指標(biāo)的構(gòu)成，并試圖從結(jié)果中找出我校食堂工作目前存在的缺失，為食堂的改進(jìn)服務(wù)質(zhì)量提供相應(yīng)方向。分析研究的方法：本次調(diào)查研究主要采用了攔截式訪問、隨機(jī)發(fā)放調(diào)查問卷等方法，以確?；厥諉柧淼挠行?。調(diào)查問卷共發(fā)放38份，有效問卷35份，對(duì)于缺失答案過多的采取直接刪除的方法，沒有進(jìn)行錄入。（問卷無(wú)效主要是因?yàn)楸趁鏇]有作答，這一點(diǎn)上的原因之一是在本次問卷的正面底部缺少提示性信息，該問題在以后的問卷設(shè)計(jì)上會(huì)注意）用SPSS軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，從就餐者、替代者、食堂自身三個(gè)方面進(jìn)行問題的分析。問卷發(fā)放方法：在校內(nèi)各處攔截式隨機(jī)發(fā)放問卷，以保證采集到樣本的隨機(jī)性和有效性。抽樣方法：隨機(jī)抽樣，結(jié)果如表一：游程檢驗(yàn)2（表一）性別檢驗(yàn)值a.46案例<檢驗(yàn)值19案例>=檢驗(yàn)值16案例總數(shù)35Runs數(shù)15Z-.993漸近顯著性(雙側(cè)).321a.均值如表一，游程檢驗(yàn)中P值>0.05，接受原假設(shè)，即，針對(duì)性別，數(shù)據(jù)來自隨機(jī)抽樣。本次樣本的基本信息：根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析，如下餅圖所示，本次搜集到的樣本男女比例為45.71:54.29；家鄉(xiāng)區(qū)域分布在華北、華南、西南、西北、華中、華東、東北等7個(gè)地帶；他們的身份是：有1名被調(diào)查者是教職工，占2.86%，剩下全是本校學(xué)生，大一到大四分別占14.29%、34.29%、34.29%、14,。29%；個(gè)人口味里喜歡“酸辣麻”這類刺激性的占31.43%，喜歡清淡的占20%，并沒有固定口味或者不好說的占25.71%，剩下的咸鮮、醬香風(fēng)味各占11.43%；在所有被調(diào)查者中，有半數(shù)以上的同學(xué)對(duì)食堂的滿意度是一般或者更差，有48%對(duì)食堂還比較滿意或非常滿意。一、各因素（學(xué)生的個(gè)人情況）對(duì)食堂滿意度的影響Q1性別：獨(dú)立樣本檢驗(yàn)（基于性別）方差方程的Levene檢驗(yàn)均值方程的t檢驗(yàn)FSig.tdfSig.(雙側(cè))均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的95%置信區(qū)間下限上限對(duì)食堂總體滿意度假設(shè)方差相等.237.630-1.76033.088-.714.406-1.539.112假設(shè)方差不相等-1.75331.484.089-.714.407-1.544.116所給分量假設(shè)方差相等.511.480-.67733.503-.276.408-1.107.554假設(shè)方差不相等-.66428.602.512-.276.416-1.128.575菜色花樣假設(shè)方差相等1.393.246-.69433.492-.224.322-.879.432假設(shè)方差不相等-.67325.866.507-.224.333-.907.460飯菜質(zhì)量假設(shè)方差相等1.123.297-1.41033.168-.503.357-1.230.223假設(shè)方差不相等-1.38428.830.177-.503.364-1.247.241飯菜價(jià)格假設(shè)方差相等1.523.226.29833.768.109.364-.633.850假設(shè)方差不相等.30930.742.759.109.351-.607.824上表中，在不存在異方差的情況下T檢驗(yàn)都沒有通過，這說明性別因素對(duì)食堂總體的滿意度以及食堂滿意度的具體方面（所給分量、菜色花樣、飯菜質(zhì)量、飯菜價(jià)格）的影響，并不顯著。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量a,b對(duì)食堂總體滿意度卡方3.322df1漸近顯著性.068a.KruskalWallis檢驗(yàn)另外，運(yùn)用秩和檢驗(yàn)也能得出同樣的結(jié)論——秩性別N秩均值對(duì)食堂總體滿意度女1915.24男1621.28總數(shù)35漸進(jìn)顯著性P值>0.05，因此性別對(duì)食堂總體的滿意度影響不顯著。

Q2身份：對(duì)身份進(jìn)行mean統(tǒng)計(jì)和方差分析：報(bào)告對(duì)食堂總體滿意度身份均值N標(biāo)準(zhǔn)差大一2.4051.140大二2.67121.231大三3.08121.240大四3.0051.581教職工及家屬2.001.總計(jì)2.80351.232方差齊性檢驗(yàn)對(duì)食堂總體滿意度Levene統(tǒng)計(jì)量df1df2顯著性.263a330.851正態(tài)性檢驗(yàn)b身份Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk統(tǒng)計(jì)量dfSig.統(tǒng)計(jì)量dfSig.對(duì)食堂總體滿意度大一.2375.200*.9615.814大二.31012.002.77212.005大三.22512.093.82412.018大四.1365.200*.9875.967a.Lilliefors顯著水平修正*.這是真實(shí)顯著水平的下限。b.當(dāng)身份=教職工及家屬時(shí)對(duì)食堂總體滿意度是常量。它已被忽略。ANOVA表平方和df均方F顯著性對(duì)食堂總體滿意度*身份組間（組合）2.8174.704.433.784線性.4371.437.269.608線性偏差2.3803.793.488.693組內(nèi)48.783301.626總計(jì)51.60034相關(guān)性度量RR方EtaEta方對(duì)食堂總體滿意度*身份.092.008.234.055由上面的這組圖表分析得：由箱圖和均值描述可知，大一大二對(duì)食堂總體的滿意度為2.4以上，而大三大四的滿意度均值為3.0以上，除此之外，大一大二的滿意度較為集中，而大三、大四的滿意度樣本比較分散。根據(jù)Q10所設(shè)置的總體滿意度（從1—6依次為非常滿意——非常不滿意），則得出大一、大二的總體滿意度高于大三、大四。方差齊性檢驗(yàn)的P值遠(yuǎn)大于0.05，方差齊性檢驗(yàn)通過，知不能拒絕原假設(shè)，即各組方差沒有顯著差異。由正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果知，大二的值不符合正態(tài)性，但大一、大三、大四的都符合，在樣本大于30時(shí)，可以進(jìn)行方差分析。由ANOVA的結(jié)果知，F(xiàn)值小于1，且P值>0.05，因此不能拒絕原假設(shè)，即就餐者身份的不同，對(duì)其評(píng)價(jià)食堂滿意度，沒有顯著影響。Q3家鄉(xiāng)區(qū)域：同樣的，秩和檢驗(yàn)的結(jié)果如下：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量a,b對(duì)食堂總體滿意度卡方9.830df6漸近顯著性.132a.KruskalWallis檢驗(yàn)b.分組變量:家鄉(xiāng)區(qū)域秩家鄉(xiāng)區(qū)域N秩均值對(duì)食堂總體滿意度東北318.17華北918.50華東512.90華中317.00西北431.13西南517.40華南613.67總數(shù)35可得，P值>0.05，家鄉(xiāng)區(qū)域?qū)υu(píng)價(jià)食堂滿意度的影響不大。Q1/Q2/Q3對(duì)食堂總滿意度的多因素方差分析：綜上，可以發(fā)現(xiàn)性別（Q1）、身份（Q2）及家鄉(xiāng)區(qū)域（Q3）等單因素，在α=5%的顯著性水平下，對(duì)“食堂的總體滿意度”的影響都不顯著。即對(duì)于就餐者而言，當(dāng)他們?cè)u(píng)判對(duì)于食堂的滿意度時(shí)，這些因素能起到的作用比較小。那么，這三者綜合因素會(huì)對(duì)評(píng)價(jià)食堂滿意度產(chǎn)生影響么？下面將進(jìn)行多因素方差分析中交互效應(yīng)的檢驗(yàn)，來進(jìn)行判斷。誤差方差等同性的Levene檢驗(yàn)a因變量:對(duì)食堂總體滿意度Fdf1df2Sig.1.222277.419檢驗(yàn)零假設(shè)，即在所有組中因變量的誤差方差均相等。a.設(shè)計(jì):截距+Q1+Q2+Q3+Q1*Q2+Q2*Q3+Q1*Q2*Q3主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)因變量:對(duì)食堂總體滿意度源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誤差1.2507.179總計(jì)326.00035校正的總計(jì)51.60034a.R方=.976（調(diào)整R方=.882）由上表知，當(dāng)考慮三者的交互作用時(shí)，主體間各因素及各因素分別交互后的效用都顯著。即：在多因素方差分析中，身份、性別、家鄉(xiāng)區(qū)域和三者之間各個(gè)交互的因素，對(duì)食堂總體的滿意度影響很大。初步估計(jì)這與和樣本容量有關(guān)，性別和身份交互，對(duì)食堂總體的滿意度也有很大影響。具體到是什么因素起到了最大的作用，用LSD進(jìn)行事后比較來說明，結(jié)果如下多個(gè)比較對(duì)食堂總體滿意度LSD(I)家鄉(xiāng)區(qū)域(J)家鄉(xiāng)區(qū)域均值差值(I-J)標(biāo)準(zhǔn)誤差Sig.95%置信區(qū)間下限上限東北華北-.22.282.456-.89.44華東.47.309.174-.261.20華中.00.3451.000-.82.82西北-1.83*.323.001-2.60-1.07西南-.13.309.679-.86.60華南.50.299.138-.211.21華北東北.22.282.456-.44.89華東.69*.236.022.131.25華中.22.282.456-.44.89西北-1.61*.254.000-2.21-1.01西南.09.236.717-.47.65華南.72*.223.014.201.25華東東北-.47.309.174-1.20.26華北-.69*.236.022-1.25-.13華中-.47.309.174-1.20.26西北-2.30*.283.000-2.97-1.63西南-.60.267.060-1.23.03華南.03.256.900-.57.64華中東北.00.3451.000-.82.82華北-.22.282.456-.89.44華東.47.309.174-.261.20西北-1.83*.323.001-2.60-1.07西南-.13.309.679-.86.60華南.50.299.138-.211.21西北東北1.83*.323.0011.072.60華北1.61*.254.0001.012.21華東2.30*.283.0001.632.97華中1.83*.323.0011.072.60西南1.70*.283.0011.032.37華南2.33*.273.0001.692.98西南東北.13.309.679-.60.86華北-.09.236.717-.65.47華東.60.267.060-.031.23華中.13.309.679-.60.86西北-1.70*.283.001-2.37-1.03華南.63*.256.043.031.24華南東北-.50.299.138-1.21.21華北-.72*.223.014-1.25-.20華東-.03.256.900-.64.57華中-.50.299.138-1.21.21西北-2.33*.273.000-2.98-1.69西南-.63*.256.043-1.24-.03基于觀測(cè)到的均值。誤差項(xiàng)為均值方(錯(cuò)誤)=.179。*.均值差值在.05級(jí)別上較顯著。由現(xiàn)有的事后檢驗(yàn)結(jié)果知，地域，尤其是西北地區(qū)與其它地區(qū)的差異性，對(duì)交互作用影響比較大。因此，我們可以判斷，地域的不同，對(duì)評(píng)價(jià)食堂滿意度，還是有一定影響力的。Q4能否找到符合家鄉(xiāng)口味的菜品：秩能在食堂找到比較符合家鄉(xiāng)口味的菜品N秩均值對(duì)食堂總體滿意度能1412.64不能1023.85不好說1119.50總數(shù)35檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量a,b對(duì)食堂總體滿意度卡方8.049df2漸近顯著性.018a.KruskalWallis檢驗(yàn)b.分組變量:能在食堂找到比較符合家鄉(xiāng)口味的菜品由秩和檢驗(yàn)P值<0.05可知，能否在食堂找到家鄉(xiāng)的口味對(duì)就餐者評(píng)價(jià)食堂滿意度有顯著的影響。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)即知，能找到家鄉(xiāng)口味的話，就餐者對(duì)食堂的好感度將會(huì)提升，對(duì)食堂的總體滿意度也會(huì)相應(yīng)的提高。因此這里不再進(jìn)行多重比較。

Q6多選題（最喜歡的菜系）分析：$Q6頻率響應(yīng)個(gè)案百分比N百分比喜歡的菜系a喜歡的菜系——魯菜46.9%11.4%喜歡的菜系——川菜1831.0%51.4%喜歡的菜系——粵菜610.3%17.1%喜歡的菜系——蘇菜35.2%8.6%喜歡的菜系——閩菜58.6%14.3%喜歡的菜系——浙菜58.6%14.3%喜歡的菜系——湘菜712.1%20.0%喜歡的菜系——徽菜23.4%5.7%喜歡的菜系——其它813.8%22.9%總計(jì)58100.0%165.7%a.值為0時(shí)制表的二分組。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量N35CochranQ30.846adf8漸近顯著性.000a.1將被視為成功。Cochran檢驗(yàn)表明，川菜的受歡迎程度最高、不喜歡的人數(shù)最少。其次被大家喜歡的是湘菜、粵菜等。閩菜、蘇菜、浙菜三種以清淡咸鮮為主的菜系也擁有忠實(shí)愛好者。幾個(gè)結(jié)果顯著，說明就餐者對(duì)不同菜系喜好程度差別很大。另外，以Q5為依據(jù)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行排序，我們可以很容易發(fā)現(xiàn)，更多的就餐者喜歡“酸辣麻”口味的食物，其次是清淡口感。分析：學(xué)校為了照顧多數(shù)人的口味，最好能在食堂引入正宗的川菜、湘菜窗口，會(huì)很受師生的歡迎。清淡菜系不只是蘇、浙、閩等地學(xué)生最能接受的，而且也是其他地區(qū)學(xué)生在北京干燥的環(huán)境中應(yīng)該多食用的菜系種類。因此，學(xué)校食堂也可設(shè)置相關(guān)主營(yíng)真正清淡菜品的窗口，而不是我們很多人遇到的現(xiàn)象——看著很清爽，吃著一股醬味兒——快餐中的北京味太濃了。Q3*$Q6交叉制表喜歡的菜系a總計(jì)喜歡的菜系——魯菜喜歡的菜系——川菜喜歡的菜系——粵菜喜歡的菜系——蘇菜喜歡的菜系——閩菜喜歡的菜系——浙菜喜歡的菜系——湘菜喜歡的菜系——徽菜喜歡的菜系——其它家鄉(xiāng)區(qū)域東北計(jì)數(shù)1210001013Q3內(nèi)的%33.3%66.7%33.3%.0%.0%.0%33.3%.0%33.3%華北計(jì)數(shù)1400131049Q3內(nèi)的%11.1%44.4%.0%.0%11.1%33.3%11.1%.0%44.4%華東計(jì)數(shù)1112010015Q3內(nèi)的%20.0%20.0%20.0%40.0%.0%20.0%.0%.0%20.0%華中計(jì)數(shù)1201002003Q3內(nèi)的%33.3%66.7%.0%33.3%.0%.0%66.7%.0%.0%西北計(jì)數(shù)0300010114Q3內(nèi)的%.0%75.0%.0%.0%.0%25.0%.0%25.0%25.0%西南計(jì)數(shù)0320001115Q3內(nèi)的%.0%60.0%40.0%.0%.0%.0%20.0%20.0%20.0%華南計(jì)數(shù)0320402006Q3內(nèi)的%.0%50.0%33.3%.0%66.7%.0%33.3%.0%.0%總計(jì)計(jì)數(shù)418635572835百分比和總計(jì)以響應(yīng)者為基礎(chǔ)。a.值為0時(shí)制表的二分組。分析——由上表可得：川菜已經(jīng)跨越地域，成為各地師生都很喜歡的菜系，湘菜第二，也深得華中華南兩地學(xué)生的喜愛。除此之外，在就餐師生關(guān)于菜系的喜愛度中，能明顯的發(fā)現(xiàn)地域性的影響：華南的最喜歡閩菜，西南、西北的喜歡川菜，華東的喜歡蘇菜，因?yàn)槿A北、東北在此題目中沒有響應(yīng)的當(dāng)?shù)夭讼?，所以華北、東北的同學(xué)中選擇“其它”的最多。$Q6*Q10交叉制表對(duì)食堂總體滿意度總計(jì)非常滿意比較滿意一般不太滿意不滿意很不滿意$Q6a喜歡的菜系——魯菜計(jì)數(shù)0211004$Q6內(nèi)的%.0%50.0%25.0%25.0%.0%.0%喜歡的菜系——川菜計(jì)數(shù)35431218$Q6內(nèi)的%16.7%27.8%22.2%16.7%5.6%11.1%喜歡的菜系——粵菜計(jì)數(shù)2220006$Q6內(nèi)的%33.3%33.3%33.3%.0%.0%.0%喜歡的菜系——蘇菜計(jì)數(shù)0300003$Q6內(nèi)的%.0%100.0%.0%.0%.0%.0%喜歡的菜系——閩菜計(jì)數(shù)1130005$Q6內(nèi)的%20.0%20.0%60.0%.0%.0%.0%喜歡的菜系——浙菜計(jì)數(shù)0041005$Q6內(nèi)的%.0%.0%80.0%20.0%.0%.0%喜歡的菜系——湘菜計(jì)數(shù)1411007$Q6內(nèi)的%14.3%57.1%14.3%14.3%.0%.0%喜歡的菜系——徽菜計(jì)數(shù)0101002$Q6內(nèi)的%.0%50.0%.0%50.0%.0%.0%喜歡的菜系——其它計(jì)數(shù)0412018$Q6內(nèi)的%.0%50.0%12.5%25.0%.0%12.5%總計(jì)計(jì)數(shù)3141051235百分比和總計(jì)以響應(yīng)者為基礎(chǔ)。a.值為0時(shí)制表的二分組。

同樣的，將對(duì)食堂總體的滿意度分為兩個(gè)新變量——覺得還不錯(cuò)%=非常滿意%+比較滿意%認(rèn)為有待改進(jìn)%=一般%+不太滿意%+不滿意%+很不滿意%由$Q6*Q10交互表分析：喜歡的菜系覺得還不錯(cuò)%魯菜50%川菜44.50%粵菜66.60%蘇菜100%閩菜40%浙菜0%湘菜71.40%徽菜50.00%其它50.00%對(duì)食堂總體評(píng)價(jià)最高的是喜歡吃蘇菜、粵菜、湘菜三大菜系的同學(xué)，聯(lián)系實(shí)際進(jìn)行分析——喜歡蘇菜的一共有三個(gè)樣本，首先代表性比較低；另外，在協(xié)助路人完成問卷的時(shí)候溝通得知，這其中有2人是蘇北的。因此，這時(shí)的100%覺得不錯(cuò)的概率就要大打折扣了——蘇北菜以徐淮菜為主，曾經(jīng)屬于魯菜系，后歸為蘇菜系，風(fēng)格鮮咸適度，習(xí)尚五辛、五味兼崇，對(duì)菜品有很強(qiáng)的包容性，因此對(duì)于食堂的菜品的寬容度最大、滿意度最高。我校一食堂二樓有一粒甘香，粵菜的風(fēng)格比較正宗，二食堂二樓還有廣東風(fēng)味窗口，因此，喜歡粵菜的同學(xué)對(duì)食堂的評(píng)價(jià)也很高。湘菜的代表是一食堂二樓香辣源窗口，溢香苑之前還有湘贛窗口，而學(xué)校外面還有兩家湘菜館作為替代品，因此喜歡湘菜的同學(xué)，對(duì)食堂的滿意度也很高。喜歡浙菜的同學(xué)對(duì)學(xué)校食堂的評(píng)價(jià)最低，這是因?yàn)樵谖覀儗W(xué)校并沒有專供浙菜和地域上與之相鄰的淮揚(yáng)菜系的窗口，因此其滿意度為0，正說明喜歡的菜系對(duì)評(píng)價(jià)食堂滿意度有很大影響。

Q7每月在食堂消費(fèi)數(shù)額：對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行分組，然后做每月消費(fèi)額與總體滿意度的交互分析：每月在食堂的消費(fèi)額*對(duì)食堂總體滿意度交叉制表對(duì)食堂總體滿意度合計(jì)非常滿意比較滿意一般不太滿意不滿意很不滿意每月在食堂的消費(fèi)額200以下計(jì)數(shù)0221016每月在食堂的消費(fèi)額中的%.0%33.3%33.3%16.7%.0%16.7%100.0%200——300計(jì)數(shù)1421019每月在食堂的消費(fèi)額中的%11.1%44.4%22.2%11.1%.0%11.1%100.0%300——400計(jì)數(shù)0210104每月在食堂的消費(fèi)額中的%.0%50.0%25.0%.0%25.0%.0%100.0%400——500計(jì)數(shù)15320011每月在食堂的消費(fèi)額中的%9.1%45.5%27.3%18.2%.0%.0%100.0%500以上計(jì)數(shù)1121005每月在食堂的消費(fèi)額中的%20.0%20.0%40.0%20.0%.0%.0%100.0%合計(jì)計(jì)數(shù)3141051235每月在食堂的消費(fèi)額中的%8.6%40.0%28.6%14.3%2.9%5.7%100.0%根據(jù)上面交互表可知:月消費(fèi)200—500元的同學(xué)，對(duì)學(xué)校食堂的整體滿意度最高。月消費(fèi)在200元以下的和在500元以上的，對(duì)食堂的滿意度低于其他組。該變量的影響是顯著的。具體的，將對(duì)食堂總體的滿意度分為兩個(gè)新變量——覺得還不錯(cuò)%=非常滿意%+比較滿意%認(rèn)為有待改進(jìn)%=一般%+不太滿意%+不滿意%+很不滿意%發(fā)現(xiàn)月消費(fèi)200元以下的同學(xué)或老師，覺得食堂還不錯(cuò)的比例只有33.3%，月消費(fèi)500元以上的同學(xué)或老師，覺得食堂還不錯(cuò)的比例為20%+20%=40%，這兩者都小于樣本總體總覺得還不錯(cuò)%（48.6%），并且都不到半數(shù)。此現(xiàn)象說明：學(xué)校各個(gè)食堂對(duì)于占總體多數(shù)的中層消費(fèi)水平的就餐者考慮比較周全，這部分的消費(fèi)者滿意度較高，但食堂對(duì)于月消費(fèi)水平比較低的和月消費(fèi)水平很高的這兩部分同學(xué)或教職工，沒有很好的采取差異化對(duì)待的方式。食堂現(xiàn)有的服務(wù)和菜品，再價(jià)格和質(zhì)量上并不能滿足這兩部分同學(xué)的需要。結(jié)合我校主流食堂的實(shí)際情況，月消費(fèi)計(jì)劃很低時(shí)，能選擇的食物種類屈指可數(shù)，并且萬(wàn)年不變，比如快餐窗口的低檔菜品永遠(yuǎn)是8毛錢的綠豆芽，有時(shí)候有水煮包菜，但拒絕像其他價(jià)位一樣，提供拼菜服務(wù)。這樣，月消費(fèi)能力比較低的同學(xué)等就餐者，對(duì)食堂的滿意度確實(shí)就會(huì)降低。對(duì)于月消費(fèi)計(jì)劃很高的同學(xué)，食堂能提供的好吃、精品的菜品種類又基本沒有，滿足不了這部分群體追求新花樣、好口感而不太在乎價(jià)格的需求情況。因此，學(xué)?？梢钥紤]引進(jìn)較為正宗的價(jià)格可以偏高的精品菜肴以及督促現(xiàn)有食堂改善低消費(fèi)水平就餐者的待遇，便宜的菜品經(jīng)常翻新、提供拼菜服務(wù)、不占用低價(jià)窗口賣高價(jià)菜等。其它分析：考慮除家庭經(jīng)濟(jì)條件外，其他因素對(duì)被調(diào)查者每月食堂消費(fèi)額的影響——性別：我校男女生在學(xué)校食堂每月的花費(fèi)均值分別為312、380元，根據(jù)雙獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，性別對(duì)于開銷的影響并不顯著。身份：根據(jù)方差分析，身份的不同對(duì)于就餐者每月開銷的影響也不顯著——方差齊性檢驗(yàn)每月在食堂的消費(fèi)額Levene統(tǒng)計(jì)量df1df2顯著性.447a330.721a.在計(jì)算每月在食堂的消費(fèi)額的方差齊性檢驗(yàn)時(shí)，將忽略僅有一個(gè)案例的組。當(dāng)方差齊性檢驗(yàn)通過后，對(duì)樣本進(jìn)行方差分析：ANOVA每月在食堂的消費(fèi)額平方和df均方F顯著性組間92140.238423035.0601.460.239組內(nèi)473198.3333015773.278總數(shù)565338.57134所以，身份對(duì)于消費(fèi)額的影響很小。二、各食堂的受歡迎程度（Q8多選排序題）的分析在對(duì)Q8進(jìn)行數(shù)據(jù)預(yù)處理時(shí)采用的是多選項(xiàng)分類法，共設(shè)置排序5題（第一喜歡、第二喜歡……第五喜歡），每道題目中有1—8，八個(gè)選項(xiàng)。首先，根據(jù)Q8的5個(gè)次序的重要度（權(quán)重）進(jìn)行再編碼：將“第一常去”、“第二常去”、…“第五常去”的重要性依次賦值為：10、8、6、4、2。其次，對(duì)每個(gè)次序小題進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性分析：第一常去頻率百分比有效百分比累積百分比有效一食堂一樓25.75.75.7一食堂二樓1028.628.634.3二食堂一樓12.92.937.1二食堂二樓25.75.742.9梆子井食堂1440.040.082.9星光小吃城514.314.397.1校內(nèi)其他地方12.92.9100.0合計(jì)35100.0100.0第二常去頻率百分比有效百分比累積百分比有效一食堂一樓720.020.020.0一食堂二樓720.020.040.0二食堂一樓720.020.060.0二食堂二樓822.922.982.9星光小吃城411.411.494.3清真食堂12.92.997.1校內(nèi)其他地方12.92.9100.0合計(jì)35100.0100.0第三常去頻率百分比有效百分比累積百分比有效一食堂一樓822.922.922.9一食堂二樓514.314.337.1二食堂一樓925.725.762.9二食堂二樓514.314.377.1梆子井食堂12.92.980.0星光小吃城617.117.197.1校內(nèi)其他地方12.92.9100.0合計(jì)35100.0100.0第四常去頻率百分比有效百分比累積百分比有效一食堂一樓720.020.020.0一食堂二樓411.411.431.4二食堂一樓411.411.442.9二食堂二樓1234.334.377.1星光小吃城720.020.097.1校內(nèi)其他地方12.92.9100.0合計(jì)35100.0100.0第五常去頻率百分比有效百分比累積百分比有效一食堂一樓720.020.620.6一食堂二樓25.75.926.5二食堂一樓38.68.835.3二食堂二樓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校內(nèi)其他地方411.411.8100.0合計(jì)3497.1100.0缺失系統(tǒng)12.9合計(jì)35100.0對(duì)各個(gè)選項(xiàng)進(jìn)行加權(quán)，結(jié)果如下具體食堂加權(quán)最終值一食堂一樓10*2+8*7+6*8+4*7+2*7166一食堂二樓10*10+8*7+6*5+4*4+2*2206二食堂一樓10*1+8*7+6*9+4*4+2*3142二食堂二樓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校內(nèi)其他地方10*1+8*1+6*1+4*1+2*436根據(jù)最終值，作圖：易知：就餐師生最常去的各個(gè)食堂由重要性排序?yàn)椤ㄈ∏?個(gè)）一食堂二樓>二食堂二樓>一食堂一樓>星光小吃城>梆子井食堂分析：如果把是否常去看做是滿意度的一個(gè)衡量指標(biāo)。那么，梆子井食堂在男生公寓，一般只有男生會(huì)去吃飯。這種情況下，它能比二食堂二樓的分值高出10分來，可見其飯菜的質(zhì)量很高，男生對(duì)其滿意度很高，如果考慮性別的因素，梆子井食堂很可能已經(jīng)高出大家對(duì)一食堂二樓的滿意度了。

三、食堂本身會(huì)影響被評(píng)價(jià)滿意度的有關(guān)分析此部分將會(huì)把Q9（縱向，各種餐飲場(chǎng)所）、Q10（橫向，同類學(xué)校食堂）相比對(duì)，考察就餐者對(duì)于對(duì)食堂整體的滿意程度：對(duì)食堂總體滿意度頻率百分比有效百分比累積百分比有效非常滿意38.68.68.6比較滿意1440.040.048.6一般1028.628.677.1不太滿意514.314.391.4不滿意12.92.994.3很不滿意25.75.7100.0合計(jì)35100.0100.0我們可以發(fā)現(xiàn)，有接近總樣本量三分之一的師生，即使是有空閑時(shí)間，也更加傾向于在食堂就餐，說明我校的食堂是有一定的忠誠(chéng)顧客的，也反映我校的食堂在確實(shí)滿足了大家部分的需求、給大家提供了方便，有其可取之處。同時(shí)，還是11.43%的同學(xué)更愿意在星光小吃城或者校內(nèi)的餐館就餐。這兩項(xiàng)加總共占百分比42.86%，這說明我校所提供的就餐場(chǎng)所比較符合大家需要，這種現(xiàn)象也與我們所調(diào)查的大家對(duì)食堂總體的滿意度處于一般和比較滿意之間的結(jié)果相吻合。另外，本校的各個(gè)食堂還是應(yīng)該在菜品種類、味道等方面對(duì)校外餐館有所學(xué)習(xí)，畢竟，傾向于去校外就餐的學(xué)生是本校食堂與本校校內(nèi)餐館、小吃城相加的和。除此之外，此處還反映出我校學(xué)生對(duì)校內(nèi)餐館的認(rèn)可度不高，結(jié)合我校實(shí)際情況，原因可能有這些方面：一是我校餐館的收費(fèi)比校外更高，二是我校最大的餐館國(guó)交餐廳位置既不靠近教學(xué)區(qū)也不靠近學(xué)生生活區(qū)，三是校內(nèi)餐館缺乏吸引力，在校內(nèi)受到食堂和小吃的競(jìng)爭(zhēng)，在校外受到各種餐館的壓力，四是由于樣本的有限性和被調(diào)查者中帶薪老師樣本的缺乏，因此“我校校內(nèi)餐館的主營(yíng)對(duì)象有可能是教職工或留學(xué)生”的可能性不能得到驗(yàn)證。下面將對(duì)食堂各個(gè)環(huán)節(jié)的具體滿意度進(jìn)行分析：對(duì)量表題進(jìn)行重新賦值，RECODEQ11Q12Q13Q14Q15Q16Q17Q18Q19Q20(1=5)(2=4)(3=3)(4=2)(5=1).將Q11、Q12轉(zhuǎn)換成新的變量：食物吸引力=(Q11+Q12)/2將Q13、Q14轉(zhuǎn)換成新的變量：食物實(shí)惠度=(Q13+Q14)/2將Q15、Q16轉(zhuǎn)換成新的變量：衛(wèi)生情況=(Q15+Q16)/2將Q17—Q20轉(zhuǎn)換成新的變量：用餐心情=(Q17+Q18+Q19+Q20)/4對(duì)這四個(gè)新變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如下：描述統(tǒng)計(jì)量N極小值極大值和均值標(biāo)準(zhǔn)差方差用餐心情351.005.00109.503.1286.80525.648衛(wèi)生情況351.506.00114.503.2714.98774.976食物實(shí)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（列表狀態(tài)）35可以發(fā)現(xiàn)，他們的均值集中在3.1—3.7之間，介于不太滿意和一般之間。說明，在這些具體的評(píng)判方面，食堂還需要從食物的吸引力、實(shí)惠程度、衛(wèi)生條件加以改善，并努力為就餐者提供一個(gè)良好的就餐條件，這是一個(gè)食堂提高競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵。統(tǒng)計(jì)量食物吸引力食物實(shí)惠度衛(wèi)生情況用餐心情N有效35353535缺失0000均值3.22863.68573.27143.1286中值3.50004.00003.00003.2500眾數(shù)3.504.002.503.00a標(biāo)準(zhǔn)差.91026.82324.98774.80525方差.829.678.976.648a.存在多個(gè)眾數(shù)。顯示最小值對(duì)上述四個(gè)新的變量從圖形上進(jìn)行粗略的正態(tài)性判斷：由圖知，這四個(gè)新變量都是有一定正態(tài)性的，近似地服從正態(tài)分布，可以對(duì)他們進(jìn)行T檢驗(yàn)。

獨(dú)立樣本檢驗(yàn)（基于Q1，性別）方差方程的Levene檢驗(yàn)均值方程的t檢驗(yàn)FSig.tdfSig.(雙側(cè))均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的95%置信區(qū)間下限上限食物吸引力假設(shè)方差相等2.201.1471.18433.245.36349.30705-.26122.98819假設(shè)方差不相等1.15427.305.258.36349.31495-.282391.00937食物實(shí)惠度假設(shè)方差相等.169.683.19233.849.05428.28338-.52226.63081假設(shè)方差不相等.19131.583.850.05428.28425-.52502.63357衛(wèi)生情況假設(shè)方差相等.074.788-.22333.825-.07566.33994-.76726.61595假設(shè)方差不相等-.21928.924.828-.07566.34606-.78352.63220用餐心情假設(shè)方差相等.471.497-.08033.937-.02220.27731-.58640.54199假設(shè)方差不相等-.08232.917.935-.02220.27188-.57541.53100可以發(fā)現(xiàn)，食物吸引力、食物實(shí)惠度、衛(wèi)生情況、就餐心情關(guān)于性別的方差齊性檢驗(yàn)都通過了，即這四個(gè)新變量的總體方差沒有顯著差異。查看第一行的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)顯著性檢驗(yàn)的P值全都大于α（取0.05時(shí)），也再次證明了單因素性別對(duì)就餐者對(duì)食堂滿意度的評(píng)價(jià)并無(wú)重要影響的實(shí)際情況。將身份重新劃分為“低年級(jí)本科生”和“其他”兩種，對(duì)他們進(jìn)行T檢驗(yàn)。結(jié)果如下圖：獨(dú)立樣本檢驗(yàn)（基于Q2，身份-重新劃分）方差方程的Levene檢驗(yàn)均值方程的t檢驗(yàn)FSig.tdfSig.(雙側(cè))均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的95%置信區(qū)間下限上限食物吸引力假設(shè)方差相等.008.930.07533.941.03333.44627-.87461.94128假設(shè)方差不相等.0685.074.949.03333.49237-1.226791.29346食物實(shí)惠度假設(shè)方差相等1.036.316-1.22433.230-.48333.39478-1.28652.31985假設(shè)方差不相等-1.3265.796.235-.48333.36443-1.38271.41604衛(wèi)生情況假設(shè)方差相等1.365.251-2.74633.010-1.20000.43693-2.08894-.31106假設(shè)方差不相等-1.9914.562.109-1.20000.60268-2.79505.39505用餐心情假設(shè)方差相等1.651.208-.65933.515-.25833.39225-1.05638.53971假設(shè)方差不相等-.5184.716.628-.25833.49850-1.563351.04668易知四個(gè)新變量仍然符合方差齊性檢驗(yàn)，方差相等時(shí)，發(fā)現(xiàn)身份對(duì)于衛(wèi)生情況一欄中，顯著性檢驗(yàn)的P值<0.05，所以拒絕了“身份對(duì)于衛(wèi)生情況沒有顯著性影響的原假設(shè)”，即身份的差異對(duì)就餐者關(guān)于衛(wèi)生情況的滿意度有影響。我們可以通過簡(jiǎn)單的柱狀圖來了解兩個(gè)變量之間具體是一個(gè)怎樣的影響。具體分析：因此，大三的對(duì)于食堂衛(wèi)生情況的滿意度最低，大二、大四次之，大一學(xué)生和教職工的滿意度則相對(duì)較高。分析其原因，大概猜想是在學(xué)校生活了比較久之后，同學(xué)們已經(jīng)深入了解了各個(gè)食堂的情況，并且大二、三、四的同學(xué)飲食規(guī)律性較差，經(jīng)常在非高峰時(shí)間就餐，因此對(duì)食堂的衛(wèi)生情況了解的更為細(xì)致，相應(yīng)的評(píng)分也就比較低了。另外，從就餐者的心理角度分析，大一剛?cè)胄?，?duì)一切的新鮮度比較高，認(rèn)識(shí)比較模糊，相應(yīng)的包容性也比較大；而大三的同學(xué)感覺自己是最有資格評(píng)價(jià)學(xué)校的了，經(jīng)過三年的觀察，對(duì)學(xué)校的各方面弊病思考比較多，對(duì)學(xué)校的關(guān)心程度最高，對(duì)待不滿意之處的容忍度也相應(yīng)最低；至于大二和大四，一個(gè)是剛剛對(duì)校園生活有了較深入的認(rèn)知，一個(gè)是覺得自己已經(jīng)半脫離學(xué)校了，因此他們處于大一和大四的中間階段。教職工的樣本只有一個(gè)，并不能得出很有代表性的結(jié)論，但根據(jù)實(shí)際情況進(jìn)行猜想，教職工及家屬在食堂多購(gòu)買的是主食，另外就是老師們有課時(shí)簡(jiǎn)單的一餐，因?yàn)樗?gòu)買的種類和老師們整體對(duì)于食堂的要求不高（滿足基本的需求即可），因此對(duì)于食堂衛(wèi)生的關(guān)注度最低，容忍度也最高。對(duì)于剩下三個(gè)變量（食物吸引力、食物實(shí)惠度、就餐心情）進(jìn)行簡(jiǎn)單的匯總，得出以下均值：根據(jù)賦值，1—6依次為非常滿意、比較滿意、一般、不太滿意、不滿意、非常不滿意，知均分三點(diǎn)幾，處在不太滿意和一般兩個(gè)評(píng)級(jí)之間，并且就餐人員對(duì)于食物的實(shí)惠度（包括價(jià)格和分量）的滿意度相對(duì)高于對(duì)食物吸引力和用餐心情的滿意度。

關(guān)于總體滿意度的回歸分析：對(duì)食物吸引力、食物實(shí)惠度、衛(wèi)生情況、用餐心情做關(guān)于整體滿意度的回歸分析，來了解四個(gè)變量對(duì)于總體滿意度的影響大小。建立回歸方程的模型為：散點(diǎn)圖：由矩陣散點(diǎn)圖可觀：對(duì)食堂總體的滿意度與食物吸引力、衛(wèi)生情況、用餐心情呈現(xiàn)較弱的負(fù)相關(guān)，與食物實(shí)惠度的線性關(guān)系不強(qiáng)。食物實(shí)惠度與用餐心情、衛(wèi)生情況之間呈現(xiàn)弱的正相關(guān)性；食物實(shí)惠度與食物吸引力之間的線性正相關(guān)關(guān)系比較強(qiáng)——從這個(gè)角度來說，食物實(shí)惠度也與其它自變量存在高度共線性。綜上，刪除食物實(shí)惠度作為自變量。考察因變量（總體滿意度）的正態(tài)性：正態(tài)性檢驗(yàn)Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk統(tǒng)計(jì)量dfSig.統(tǒng)計(jì)量dfSig.對(duì)食堂總體滿意度.22835.000.87135.001a.Lilliefors顯著水平修正由上表知，對(duì)食堂總體的滿意度是服從正態(tài)分布的，因此可以用來預(yù)測(cè)因變量（對(duì)食堂總體的滿意度）。建立如下回歸方程：進(jìn)行多元回歸分析：輸入／移去的變量a模型輸入的變量移去的變量方法1食物吸引力.步進(jìn)（準(zhǔn)則:F-to-enter的概率<=.050，F(xiàn)-to-remove的概率>=.100）。a.因變量:對(duì)食堂總體滿意度模型匯總模型RR方調(diào)整R方標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差1.706a.498.483.886a.預(yù)測(cè)變量:(常量),食物吸引力。Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸25.686125.68632.710.000a殘差25.91433.785總計(jì)51.60034a.預(yù)測(cè)變量:(常量),食物吸引力。b.因變量:對(duì)食堂總體滿意度系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn)誤差試用版1(常量)5.883.55910.515.000食物吸引力-.955.167-.706-5.719.000a.因變量:對(duì)食堂總體滿意度已排除的變量b模型BetaIntSig.偏相關(guān)共線性統(tǒng)計(jì)量容差1衛(wèi)生情況-.082a-.600.553-.105.837用餐心情.179a1.206.237.209.680a.模型中的預(yù)測(cè)變量:(常量),食物吸引力。b.因變量:對(duì)食堂總體滿意度對(duì)上面一系列表格進(jìn)行分析：表格[模型匯總]中，調(diào)整的=0.483，說明食物吸引力可以解釋因變量（對(duì)食堂總體的滿意度）48.3%的變化。表格[ANOVA]中，P值遠(yuǎn)小于0.05，說明該回歸方程的參數(shù)是足夠顯著的，即：顯著不為零。表格[系數(shù)]中，系數(shù)的P值遠(yuǎn)小于0.05，說明從統(tǒng)計(jì)上來說，食物吸引力變量的回歸系數(shù)是顯著的，表中以給出系數(shù)的估計(jì)值：=-0.955.表格已以排除的變量]中，衛(wèi)生情況、用餐心情，兩個(gè)變量的P值都不顯著，因此最終都被剔除掉了。綜上，最后建立的回歸方程是：分析：因?yàn)楝F(xiàn)有模型只能解釋因變量48.3%的變化，所以該模型并不是一個(gè)好模型。為此，可以將作為評(píng)價(jià)者的用餐者自身的各因素（見模塊一）引入到方程中，并進(jìn)行上面同樣的步驟進(jìn)行檢驗(yàn)，還可以引入適當(dāng)?shù)奶摂M變量，對(duì)評(píng)價(jià)食堂總體滿意度進(jìn)行全面的分析和驗(yàn)證，最終得出一個(gè)較為合理的回歸方程。此處只是探討食物吸引力、食物實(shí)惠度、衛(wèi)生情況、用餐心情這四個(gè)因素對(duì)于評(píng)價(jià)食堂總體滿意度的影響，目的已經(jīng)達(dá)到，便不再繼續(xù)進(jìn)行進(jìn)一步的建模分析。

四、食堂滿意度的反向影響食堂總體的滿意度水平對(duì)月消費(fèi)額的影響：?jiǎn)螛颖綤olmogorov-Smirnov檢驗(yàn)每月在食堂的消費(fèi)額對(duì)食堂總體滿意度N3535正態(tài)參數(shù)a,b均值341.572.80標(biāo)準(zhǔn)差128.9481.232最極端差別絕對(duì)值.125.228正.108.228負(fù)-.125-.172Kolmogorov-SmirnovZ.7401.347漸近顯著性(雙側(cè)).645.053a.檢驗(yàn)分布為正態(tài)分布。b.根據(jù)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。概率>0.05，即不能拒絕原假設(shè)，每月消費(fèi)額和對(duì)食堂總體的滿意度都服從正態(tài)分布。因此可以做T檢驗(yàn)，將“總體滿意度分”再次劃為“覺得還不錯(cuò)（1、2）”與“認(rèn)為有待改進(jìn)（3、4、5、6）”結(jié)果如下：組統(tǒng)計(jì)量對(duì)食堂總體滿意度N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤每月在食堂的消費(fèi)額>=318339.17135.28031.886<317344.12125.99930.559獨(dú)立樣本檢驗(yàn)方差方程的Levene檢驗(yàn)均值方程的t檢驗(yàn)FSig.tdfSig.(雙側(cè))均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的95%置信區(qū)間下限上限每月在食堂的消費(fèi)額假設(shè)方差相等.077.783-.11233.912-4.95144.258-94.99485.092假設(shè)方差不相等-.11232.995.911-4.95144.165-94.80684.905

由上表可知，P值>0.05，方差的齊性檢驗(yàn),通過，因此看方差相等的對(duì)應(yīng)行：T檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值=0.912/2>0.025,因此不能拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為食堂滿意度對(duì)月消費(fèi)金額的影響不顯著。雖然大家對(duì)食堂的滿意度有所不同，但每月在食堂的開銷卻并不受對(duì)食堂滿意度的過多影響——分析：主要是因?yàn)榫筒驼?/p>