保育員辭職信范文

導語：如何才能寫好一篇保育員辭職信，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

xxxx有限公司總經理室：

各位領導，我帶著復雜的心情寫這封次致信。由于您對我的能力的信任，使我得以加入公司，并且在短短的兩年間獲得了許多的機遇和挑戰。經過這兩年在公司從事的xx開發和xx管理工作，使我在xx開發，xx管理等領域學到了很多知識、積累了一定的經驗。對此我深懷感激!

由于薪金的原因，我不得不向公司提出申請，并希望能與今年x月xx日正式離職。

對于由此為公司造成的不便，我深感抱歉。但同時也希望公司能體恤我的個人實際，對我的申請予以考慮并批準為盼。

此致

敬禮

辭職人：xxx

***年**月**日

篇2

關鍵詞：信譽；消費者保障機制；在線評論；購買意愿

基金項目：教育部規劃基金項目（12XJA790002）

作者簡介：李琪（1955-），男，重慶人，西安交通大學教授、博士生導師，主要從事電子商務與網絡經濟研究；阮燕雅（1986-），女，廣西欽州人，西安交通大學博士研究生，主要從事電子商務與網絡經濟研究。

中圖分類號：F224.6文獻標識碼：A文章編號：1006-1096（2014）04-0098-06收稿日期：2013-04-26

缺乏對網上商店的信任是消費者選擇不參與網上交易的主要原因之一（Gefen et al,2003），尤其對于初次交易的消費者而言，其對賣家的初始信任信念會影響其對該賣家的信任傾向,從而影響購買意愿（Kim,2012）。目前較為成熟的在線零售市場，如ebay、淘寶等均已通過制定相應的信譽機制以期望改善消費者信息劣勢，促進網上交易活動的實現。而淘寶網作為國內用戶群最為龐大的網上零售平臺，其所采用的信譽機制主要包括在線信譽反饋機制、消費者保障機制及在線產品評論機制。目前已有一些研究表明，信譽和認證機制均能正向影響消費者的意愿支付價格（Dewally et al,2006），而且在增加消費者對賣方的信任并促進網上交易，消費者保障機制比信譽更有效（王小寧 等，2009）。同時產品評論的質量和數量，會正向影響網上消費者的購買意愿（Lin et al,2011）。但這些信譽機制是否會相互作用，通過消費者的信任提高消費者的首購意愿？各機制的影響力如何？不同性別和商品的購買金額占比是否會影響各機制的影響力？本文通過對淘寶網購消費者的調研數據，來驗證以上問題。

一、文獻回顧與研究假設

（一）信任基礎與消費者信任信念

信任可分為初始信任和持續信任兩類。其中初始信任形成基礎可歸結為三類：認知信任基礎、制度信任基礎及個人信任基礎。本文借鑒已有參考文獻，將賣家信譽作為認知信任基礎的衡量指標，將消費者保障機制作為制度信任基礎的衡量指標，個人的信任立場則用于體現個人信任基礎。

1.賣家信譽

在線交易中，賣家信譽機制能有效地降低消費者的不確定性，提高消費者對賣家的誠信感知（Hwang et al,2012）。目前國內外對在線信譽的研究可大致分為兩大類：第一類，在線拍賣模式下賣家信譽的作用研究。在線拍賣賣家的產品質量信譽、第三方認證等顯著影響競拍商品的最后成交價格（Dewally et al,2006）以及拍賣商品的售出率（張仙鋒,2009）。第二類，賣家在線信譽對消費者即刻購買行為的作用研究。賣家信譽通過消費者感知風險或消費者的不確定性影響消費者的即刻購買行為（Xu et al）或購買意愿（Hwang et al，2012）；另外，賣家信譽水平也可通過提高消費者的信任從而增加消費者的購買意愿（Kim,2012）。而男性和女性的網上購買行為通常會呈現不同的特點（Ulbrich et al,2011）；產品的涉入度①也會影響聲譽對信任信念的作用效果（陶曉波，2011），價格是產品涉入度中的“產品因素”維度的重要指標之一（Zaichkowsky，1985），對于月消費支出不同的消費群體而言，同樣的產品價格對其涉入度的影響是有所差異的，因此，本文采用網購產品價格占月均支出的比例（下文簡稱金額占比）作為調節變量。綜上，本文假設：

H1：賣家信譽影響消費者的信任信念。

H1a：賣家信譽對消費者信任信念的影響作用大小受性別影響。

H1b：賣家信譽對消費者信任信念的影響作用大小受金額占比影響。

2.消費者保障機制

加入第三方認證計劃可以提高消費者信任從而增加消費者購買意愿（Jiang et al，2008）。同時認證機制能有效提高消費者意愿支付價格，使商品能賣出更好的價錢（Dewally et al）。王小寧等（2009）通過對淘寶網買家的調查數據分析，論證了消費者保障機制對促進消費者對賣方的信任和網上交易具有顯著作用。但張仙鋒（2009）在對淘寶拍賣數據進行研究時發現，消費者保障計劃尚不能顯著影響賣方的銷售及售出行為。但本文認為，網絡賣家對消費者保障機制的采納，能夠影響消費者的信任信念，而且這種影響可能受到性別（Ulbrich et al）和金額占比（陶曉波，2011；Zaichkowsky，1985）不同的影響。因此，本文假設：

H2：消費者保障機制影響消費者的信任信念。

H2a：消費者保障機制對消費者信任信念的影響作用大小受性別影響。

H2b：消費者保障機制對消費者信任信念的影響作用大小受金額影響。

3.個人信任立場

個人信任立場是指無論受托人是否可靠，委托人都愿意相信其是可靠的，同時相信合作能帶來更高的效益，在沒有掌握其他可用的信息之前，消費者的個人信任立場對初始信任信念具有巨大的影響作用（Li et al,2008），并且這種作用會受到性別的影響（Orbell et al, 1994），對于首次購買的消費者而言，他們不可能根據以往購買經驗判斷賣家的可信度，此時，其個人信任立場很大程度上影響其在心里所形成的初始信任信念，而且因產品涉入度不同而有所差異（陶曉波）。因此，本文假設：

H3：消費者個人信任立場影響消費者的信任信念。

H3a：消費者個人信任立場對消費者信任信念的影響作用大小受性別影響。

H3b：消費者個人信任立場對消費者信任信念的影響作用大小受金額占比影響。

（二）信任信念與消費者購買意愿

在以往關于網上購買的研究中，網站和信任被認為是影響消費者購買的兩個主要因素（Gefen et al）。對于初次購買的消費者而言，其對賣家的初始信任信念會影響其對該賣家的信任傾向從而影響購買意愿（Kim）。信任往往是消費者產生購買意愿的一個信號（Gefen,2000），其顯著影響在線購買意愿（Fisher et al,2009）。因此本文假設：

H4：消費者的信任傾向影響消費者的購買意愿。

(三)在線產品評論與消費者購買意愿

產品評論的質量和數量，正向影響消費者的購買意愿（Lin et al），尤其對于女性消費者而言，其影響作用更為顯著（Bae et al,2011）。但對于正負面評論對消費者的影響，研究結論各不相同，金立?。?007）認為，消費者購買決策更容易受到負面評論的影響；但當消費者的先驗購買概率低于0.5水平時，正面評價往往比負面評論對消費者購買決策的影響力更大（East et al,2008）。另外，對于涉入度不同的產品，消費者所花費在產品信息收集上的時間和精力有所不同（陶曉波），對于不同金額占比的產品，在線評論對購買意愿的影響可能會有所差異。因此，本文假設：

H5：在線產品評論影響消費者的購買意愿。

H5a：在線產品評論對消費者購買意向的影響作用大小受性別影響。

H5b：在線產品評論對消費者購買意向的影響作用大小受金額影響。

(四)模型構建

綜上，本文構建如圖1的概念模型。以賣家信譽、消費者保障機制、消費者個人信任立場和在線產品評論為自變量，消費者信任傾向為中介變量，驗證其對消費者首次在線購買意愿的影響。另外，本文使用性別和網購產品價格占消費者平均月支出的比例是否超過10%②作為兩個調節變量，驗證男女性之間是否存在差異，購買金額占平均月消費的不同是否會導致各個機制對購買意愿影響的不同。

圖1信任對消費者首次網上購買決策影響模型

二、計量設計和假設檢驗

（一）問卷設計與調查

本文問卷設計主要基于前人的研究基礎和淘寶網的信譽機制指標實現。問卷中除了對受訪者的個人基本信息進行調查外，所有觀測變量均采用李克特五級量表。問卷通過紙質問卷發放的方式進行了預調查，并基于103份有效預調查問卷進行分析和問項調整。問卷的6個變量共設計了29個度量項目。最終問卷通過問卷星平臺進行發放，共回收問卷586份，剔除不符合要求的問卷74份，最終獲得有效問卷512份，包括男性問卷270份，女性問卷242份，問卷有效率為87.4%。另外，在512份有效問卷中，單次購買金額占平均月支出低于10%的問卷數量為204份，高于10%的問卷數量為308份。

（二）樣本質量檢驗

1.信度和效度分析

本問卷所涉及的6個變量：賣家信譽、消費者保障機制、消費者個人信任立場、初始信任信念、在線產品評價和首次購買意愿的值分別達到0.880、0.897、0.859、0.943、0.863、0.864，均超過0.7的水平，認為本文所使用的調查問卷具有較好的一致性和可靠性。從表1的分析結果可以看出，所有的觀測變量因子載荷均超過0.7，6個潛變量的KMO值和方差累積貢獻率均分別達到0.7和60%以上，說明問卷具有較好的收斂效度；另外6個潛變量的AVE值均在0.5以上，可認定問卷具有良好的區分效度。

表1信度和收斂效度分析結果

潛變量觀測變量因子載荷KMO方差累計貢獻率%AVECronbach’s Alpha賣家信譽SR10.773SR20.857SR30.8510.84267.794%0.6000.880SR40.829SR50.805消費者

保障機制CGS10.819CGS20.854CGS30.8220.88166.272%0.5960.897CGS40.727CGS50.825CGS60.830消費者個人

信任立場TB10.844TB20.8570.80370.728%0.6100.859TB30.857TB40.804初始信任

信念ITB10.857ITB20.853ITB30.8510.88677.889%0.7310.943ITB40.923ITB50.910ITB60.898在線產品

評價OR10.785OR20.803OR30.8410.85564.633%0.5590.863OR40.798OR50.792首次購買

意愿PI10.873PI20.9160.72078.859%0.6810.864PI30.874Cronbach’s Alpha=0.940；KMO=0.927；df=406；Sig=0.000

2.結構方程模型檢驗

本文通過Amos17.0對初始模型進行擬合估計，從擬合結果可以看出，模型的相對擬合優度和絕對擬合優度基本符合結構方程模型估計要求，可對模型進行進一步修正。本文根據MI值對模型進行了兩次修正。分別是建立初始信任信念中“賣家的合格產品提供能力”和“賣家顧客需求滿足能力”的雙向相關以及“賣家公平性” 和“賣家顧客需求滿足能力”的雙向相關。網絡購物中合格的產品是顧客購買中最基本的需求，而公平對待通常也是顧客在購買過程中的需求之一，因此各自的兩者之間存在相關性是合理的。本文在對最終模型擬合時，除了擬合整體模型外，還引進調節變量“性別”和“購買金額占平均月消費比例是否超過10%”進行擬合，結果如表2后半部分所示。從各指標均可看出，修正后模型的擬合優度有所改進，達到較好的水平。

表2初始模型及修正模型擬合估計結果

擬合指數卡方值

(自由度)GFICFINFIIFIRMSEAAICBCCEVCI修正前

整體模型1608.635***

（369）0.822

0.880

0.850

0.880

0.081

1740.635

1748.868

3．406

修正后

整體模型959.731***

（367）0.887

0.941

0.911

0.942

0.058

1123.731

1133.960

2.199

Male

826.319***

(367)0.827

0.913

0.859

0.914

0.061

990.319

1010.905

3.681

Female

626.152***

(367)0.851

0.946

0.885

0.946

0.057

790.152

813.470

3.279

Under

10%1611.828

(706)0.871

0.937

0.894

0.938

0.042

1939.828

1978.757

2.717

Above

10%1816.421

(706)0.870

0.934

0.897

0.935

0.044

2144.421

2172.474

2.622

（三）假設檢驗

1.整體假設檢驗

本文在引入兩個作為調節變量之前首先對模型進行整體的假設檢驗，基于修正后的結構方程模型，使用Amos17.0進行運算，其路徑系數估計結果如圖2所示。

注：***表示p

*表示p

圖2整體假設檢驗路徑系數估計結果

2.調節變量作用假設檢驗

（1）調節變量效果檢驗

本文采用多群組SEM法對模型進行調節變量作用假設檢驗，引入3個限定模型來檢驗群組間是否存在差異。從表3的結果數據可以看到，性別作為調節變量的多群組檢驗中，M2和M3的卡方值均未能達到顯著水平（p>0.05）。而在單品購買金額占平均月支出比例作為調節變量的檢驗中，M3的卡方值達到了顯著水平（p=0.049），其中b1_1和b1_2及b5_1和b5_2的路徑系數差分別為2.195和2.686，在的顯著性水平差存在差異。

表3多群組SEM法檢驗結果

調節變量模型DFΔχ2P性別非限定―――測量權重2318.401.735結構權重5.670.985非限定―――購買金額比例測量權重2322.105.514結構權重59.627.049

（2）調節變量效果分析

從圖3和圖4的估計結果可以看出，在單品購買金額占平均月支出比例超過10%的分組中，5個路徑均較好地通過了顯著性檢驗；但是，當該比例低于10%的水平時，賣家信譽對初始信任信念（p=0.171）以及在線產品評論（p=0.408）對消費者購買意愿的影響，未能通過假設檢驗（p>0.1），而只有消費者保障機制和消費者個人信任立場的假設得以驗證。

注：***表示p

*表示p

圖3單品購買金額占平均月支出比例超過

10%路徑系數估計結果

注：***表示p

*表示p

圖4單品購買金額占平均月支出比例低于

10%路徑系數估計結果

（四）結果討論

從以上假設檢驗結果，可對本文的假設做以下判斷：

1.賣家信譽、消費者保障機制以及消費者個人信任立場顯著影響消費者的初始信任信念。其中消費者保障機制提高消費者的初始信任信念最為有效。同時，賣家的信譽以及消費者的個人信任立場，也會正向影響消費者的初始信任信念，從其路徑系數可以看出，其影響程度基本相同，從而前文假設H1、H2、H3成立。

2.消費者的初始信任信念對消費者的購買意愿存在非常顯著的正向影響，驗證前文假設H4。同時，賣家信譽、消費者保障機制和消費者信任，通過初始信任信念的中介作用，對消費者的購買意愿產生顯著的正向影響，即良好的賣家信譽、消費者保障機制的采用以及消費者較為容易信任別人的立場，都能增加消費者對賣家的初始信任信念從而提高消費者的購買意愿。

3.在線產品評論影響消費者的購買意愿，驗證前文假設H5。但從其路徑系數來看，其影響作用要遠小于賣家信譽和消費者保障機制，路徑系數僅為0.087，顯著水平為P=0.040。

4.賣家信譽、消費者保障機制、消費者個人信任立場通過消費者初始信任信念的中介作用對消費者購買意愿的影響，以及在線產品評論對消費者購買意愿的影響，不因消費者的男女性別而有差異。即H1a、H2a、H3a和H5a不成立。

5.價格占平均月消費的比例（10%）調節作用顯著。對于網購金額占比低于10%的產品和服務，消費者的購買意愿更多地受到消費者保障機制以及其個人的主觀判斷的影響，而對于高于10%的產品和服務，消費者在做出購買決策前，不僅會關注賣家是否加入了消費者保障機制，還會將賣家的信譽以及在線產品評價納入其考慮的范圍，更謹慎地去做出判斷，因此，H1b、H2b、H3b和H5b成立。

三、研究結論

本文通過問卷調查，借助SEM方法，引入賣家信譽、消費者保障機制、消費者信任立場、消費者初始信任信念以及在線產品評價等五個變量驗證其對在線消費者首次購買意愿的影響，同時將性別和網購產品價格占平均月消費比例視為兩個調節變量，檢驗其調節作用。從檢驗結果可得出以下結論：賣家信譽、消費者保障機制和消費者信任立場通過影響消費者初始信任信念正向影響消費者的在線購買意愿，其中消費者保障機制的作用最為明顯，而賣家信譽和消費者信任立場的作用效果相當；另外，在線商品評論同樣正向影響消費者的首次在線購買意愿，但影響作用相對最小；對于男性和女性消費者而言，其在線首次購買意愿所受到的賣家信譽、消費者保障機制、消費者信任立場和在線產品評論的影響，并不存在性別上的顯著差異。但是，對于購買金額占比超過10%的購買行為，消費者會同時關注賣家信譽、消費者保障機制和在線產品評論；而低于10%的購買中，賣家信譽和在線產品評論的影響效果不顯著，消費者更傾向于關注賣家是否加入了消費者保障機制以及自我的主觀判斷。本文的研究結論對在線賣家提高消費者首次購買意愿，具有一定的指導或參考意義。

①產品涉入，是指消費者對于產品的重視程度或消費者對于產品的主觀意識。

②結合問卷樣本數量特征和調節變量引入的方便，本文僅以10%作為臨界點檢驗產品價格占消費者平均月支出的比例是否會影響消費者的購買決策。讀者也可以自行設置其他比例進行驗證。

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Impacts of Reputation, Consumer Guarantee System and Online Reviews

on Online Customers’ First Purchase Intention

LI Qi, RUAN Yanya

(School of Economics and Finance, Xi’an Jiao Tong University, Xi’an 710061, China)