Satisfaction in Determining Customer Loyalty in the Restaurant Industry The Roles of the Physical Environment, Price Perception, and Customer

Mediation Analysis

Further analysis tested the mediating role of price perception between cus-

tomer  satisfaction  and  the  three  components  of  physical  environment.  The 

proposed model was reestimated by constraining the direct effect of price per-

ception  on  customer  satisfaction  (set  to  zero).  In  comparing  this  constrained 

model (

χ

2

 

= 529.84, df = 181, p < .001) to the original model (χ

2

 

= 486.62, df = 

180, p 

< .001), chi-square differed significantly (∆χ

2

 

= 43.22, ∆df = 1, p < .001), 

thus indicating the proposed model (mediating model) fit was significantly bet-

ter. In particular, the mediating role of price perception between décor and arti-

facts and customer satisfaction was investigated. In the mediating model, 

γ

11

, 

β

21

, 

and 

γ

21

 were significant; thus the proposed model met Baron and Kenny’s (1986) 

first three conditions for testing mediation. Their next condition would be satis-

fied if the parameter estimate between décor and artifacts and customer satisfac-

tion in the mediating model is less strong (partial mediation) or insignificant (full 

mediation)  compared  with  the  parameter  estimate  in  the  constrained  model. 

Because the direct path from décor and artifacts to satisfaction in the mediating 

model is less strong (

γ

21

 

= .33, t = 4.06, p < .01) than the path in the constrained 

model  (

γ

21

 

=  .65,  t  =  8.96,  p  <  .01),  price  perception  was  a  partial  mediator. 

Furthermore, the mediating role of price perception between spatial layout/ambient 

conditions  and  satisfaction  was  tested.  The  direct  paths  from  spatial  layout/ 

ambient conditions to satisfaction were not significant (

γ

22

 

= .12, t = 1.78, p > .05; 

γ

23

 

= .06, t = 1.03, p > .05; Hypotheses 5 and 6), and the other two essential con-

ditions were met in the mediating model (Baron & Kenny, 1986). Because the 

paths from spatial layout/ambient conditions to satisfaction were significant in 

the constrained model (

γ

22

 

= .29, t = 4.75, p < .01; γ

23

 

= .21, t = 3.76, p < .01), 

price perception can be regarded as a full mediator in the relationships between 

spatial layout/ambient conditions and customer satisfaction.

In the same way, when testing the mediating role of customer satisfaction, the 

mediating model was re-estimated by setting the direct effect of price perception 

on customer loyalty to zero (

χ

2

 

= 496.67, df = 181, p < .001). Because β

21

, 

β

32

, 

and 

β

31

were significant, Baron and Kenny’s (1986) first three conditions were 

met. The direct path in the constrained model was stronger (

β

31

 

= .80, t = 12.30, 

p 

< .01) than the path in the mediating model (β

31

 

= .24, t = 2.08, p < .05). In 

addition,  the  mediating  model  fit  was  significantly  better  than  the  constrained 

 at UNIV OF CONNECTICUT on January 4, 2014

jht.sagepub.com

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Han, Ryu / CUSTOMER LOYALTY IN THE RESTAURANT INDUSTRY    503

model (

∆χ

2

 

= 10.05, ∆df = 1, p < .01). Thus customer satisfaction did indeed act 

as  a  partial  mediator  in  the  relationship  between  price  perception  and  loyalty. 

This finding implies that price perception has both direct and indirect effects on 

customer loyalty.