顧客授權行為對員工服務主動性的影響和作用機制研究

郭功星 田 建 程 豹 周 昆

(1.汕頭大學商學院; 2.西南財經大學工商管理學院; 3.大連理工大學經濟管理學院)

1 研究背景

伴隨服務業的快速發展,與顧客的人際互動逐漸成為一線服務員工工作日常的主要內容,并對員工服務表現起著重要作用[1,2]。在高頻率的顧客互動過程中,員工服務主動性成為展現其服務態度、為顧客提供高質量服務的關鍵,不僅影響顧客的服務質量感知,還對服務型企業的可持續發展具有重要意義[3～6]。盡管現有研究已經從多個視角探討了可能對員工服務主動性產生影響的前置因素(如職場排斥[4,7]、資質過剩感知[3]、家庭不文明行為[8,9]、公仆型領導[10]、剝削性領導[11]以及組織中的道德工作氛圍[12]等),但這些研究尚未從員工與顧客的人際互動視角出發,探究在服務場景中日趨普遍的顧客授權行為是否以及如何影響員工服務主動性。

在服務接觸中,顧客授權行為是一種積極的、良性的員工與顧客的人際互動,意為顧客基于對一線服務員工的信任和青睞而產生的將原本屬于自身的消費決策權向員工進行轉移和讓渡的行為[13,14]。這一概念自提出以來,受到了學界的關注,但依然存在諸多不足之處:①作為基于服務場景衍生出來的新概念,現有研究忽視了顧客授權行為對員工服務主動性的可能影響。與顧客授權行為類似,員工服務主動性也是專門適用于服務業情境的較新概念[3,8,10,11],與具有一定應激性特征的組織公民行為不同,員工服務主動性具有長期性的典型特征[7,15],對服務型企業贏得顧客價值、實現可持續發展至關重要[16]。由此,非常有必要深入探索顧客授權行為是否影響員工服務主動性。②現有研究未能就顧客授權行為對員工服務主動性的作用機制和作用邊界進行有益探索。雖然前述現有成果已經初步就顧客授權行為對員工的心理與行為反應的作用過程和邊界條件進行了刻畫,但對于顧客授權行為如何以及何時影響員工服務主動性還沒有深入研究。③在研究范式上,現有關于顧客授權行為的研究成果通常采取單一的問卷調查法開展研究,盡管也能夠佐證研究假設,但這可能出現研究測量與真實情況之間存在差異的問題,且單一研究方法無法在數據檢驗中進行交叉驗證,對研究結論的支撐有進一步完善的空間。

基于此,本研究聚焦于顧客授權行為這一較新概念,以資源保存理論為框架,深入探討顧客授權行為對一線員工服務主動性的影響機制和作用邊界。資源保存理論認為,由于個體的資源總量是有限的,因此,人們具有保護現有資源并盡力獲取更多新資源的動機[17],如果人們要參與本職工作以外的活動,就需要積極拓寬外部資源渠道[18]。對于一線服務員工而言,與其具有高度互動性的顧客就是其獲取外部有價資源的重要來源[17,19]。顧客授權行為作為一種良性的人際互動,可以從外部為員工帶來持續的資源補充,增強其對從事特定工作或履行某一角色所能獲得資源支持的預期[20,21],由此提升其心理可得性[22～24]。伴隨心理可得性的增強,一線服務員工更有意愿從事一些本職工作以外的活動,因而會提升其面向顧客的服務主動性[16,25]。

此外,盡管顧客授權行為賦予一線服務員工更為靈活、自主的工作氛圍[26,27],可以為員工獲取外部有價資源創造良好條件,但員工在多大程度上愿意借此機會來充溢自身的資源總量,提升心理可得性,進而增強服務主動性,卻是因員工的不同個體特質而異的。其中,員工的權力需要——個體希望影響和改變他人的傾向[28,29]——就可能對顧客授權行為影響員工心理可得性及其面向顧客的服務主動性產生調節效應。具有較高權力需要的一線服務員工往往具有更強的對顧客施加影響力的意愿[30],更傾向于將在服務接觸中感知到的顧客授權行為視為一種滿足自身權力需要的契機,因而更有可能積極提升自身的心理可得性[24],并進一步增強服務主動性。相反,具有較低權力需要的員工則沒有意愿對顧客施加影響力,因而對于顧客授權行為并不敏感,不會因為感知到顧客授權行為就顯著提升其心理可得性,并增強服務主動性。

基于此,從資源視角出發,本研究分別引入心理可得性和權力需要作為中介和調節變量,依次探討顧客授權行為是如何以及何時影響員工心理可得性及其服務主動性的,以深化人們對顧客授權行為可能對一線服務員工產生何種影響的認識和理解。本研究的理論框架見圖1。

圖1 理論框架

2 研究假設

2.1 顧客授權行為

顧客授權行為是從授權研究領域衍生出來的一個新概念,是對傳統的組織(或領導)對內部員工授權(如“授權型領導”等)與組織對外部顧客授權(如“顧客心理授權”等)的有益補充和新的探索[13],用于表述服務業情境下顧客在服務接觸中向一線服務員工進行的權力讓渡行為[14,26]。這一行為在當前服務業蓬勃發展的背景下已是屢見不鮮?；诂F有研究成果,本研究認為顧客授權行為具有以下特征。

(1)顧客授權行為是自愿行為對于服務型企業而言,顧客是企業收入的主要來源,是企業一線服務員工需要提供服務的對象,也是決定一線服務員工績效表現的關鍵評價主體,在權力的比較中處于優勢方[13]。由此,是否對一線服務員工授權以及如何向一線服務員工進行授權,決定權都是在顧客方。這就意味著,發生在服務場景中的顧客授權行為,是由權力優勢方(即顧客)出于自愿,向權力弱勢方(即一線服務員工)進行權力轉移的行為。

(2)顧客授權行為體現出顧客對員工的信任在服務接觸中,與顧客相比,一線服務員工往往具有更加熟悉的場景體驗、更為豐富的從業經驗以及更加全面的專業知識[14],因而更加容易獲得顧客的信任和青睞。在決定服務內容及服務提供方式的過程中,顧客往往基于前述原因而對一線服務員工產生信任并進行授權,讓員工參與甚至全權決定服務內容和服務傳遞方式。由此,可以認為顧客授權行為產生的前提是顧客對員工產生了信任。

(3)顧客授權行為蘊含了顧客對員工提供優質服務的期許顧客授權行為之所以產生,往往是基于顧客認為服務員工比自己更熟悉、更專業,因此,顧客在向員工授權的同時,也隱含了能夠獲得令自己滿意的服務結果的預期。盡管這種預期通常是隱性的,但也是可以被員工所感知和理解的,因而會激勵員工更加積極地展現自我[19],盡可能為顧客提供優質服務,滿足顧客的服務預期。

(4)顧客授權行為是員工獲取外部資源的有效渠道,將對員工的行為表現產生重要影響這種由顧客向一線服務員工的權力轉移,為員工創造了一個相對寬松、自由的服務氛圍[27],可以讓員工藉此獲取多種有價資源,增強個體的資源存量[19,26],進而為員工實施多種服務行為(如服務主動性等)、滿足顧客預期打下扎實的資源基礎。

2.2 顧客授權行為與員工服務主動性

員工服務主動性是指在服務場景中由一線服務員工發起的、面向顧客的主動性服務行為[10,11,16,25]。不同學者對這一概念有不同的表述方式,有的研究將其直譯為“顧客服務主動性行為”[3,4],也有的學者將其簡化為“服務主動性”[8]。本研究遵循后者的表述方式,以使行文表述更加精煉。員工服務主動性是一種未在員工基本績效考核要求范疇內的角色外行為[25],具有自發性、前瞻性和長期性等特點[7,15],是專門適用于服務業情境的一個較新概念[8]。這一行為主要體現在服務接觸中,員工主動改進服務流程,預測未來可能出現的問題并提前準備解決方案,并能夠在工作中一以貫之堅持下去[12]。

本研究認為,在服務接觸中由顧客所實施的授權行為,將從客觀和主觀兩方面對一線服務員工服務主動性起到促進作用。在客觀上,顧客授權行為是顧客對員工進行服務決策的放權,可以給員工自主決策創造良好的條件和不受干預的氛圍[26,27],使其在一定程度不用“按章辦事”,這是員工能夠在服務傳遞過程中實施超越本職工作要求的“角色外”行為的必要客觀條件[3]。在主觀上,顧客授權行為既體現出顧客對員工業務能力的信任[14,19],也蘊含了顧客對員工提供高質量服務的期許。一方面,顧客的信任可以激勵員工展現出更好的服務表現[13],促使其更為周全地考慮顧客需求,并更加主動地為顧客提供優質服務,進而產生更多的“角色外”服務行為;另一方面,顧客的期許則讓員工有了比較明確的結果錨定,使其圍繞顧客期待的結果來優化服務流程、改進服務提供方式,給顧客提供滿意的服務,促使員工更加自覺地提升服務主動性。由此,提出以下假設:

假設1顧客授權行為會顯著提升員工服務主動性。

2.3 心理可得性的中介作用

心理可得性是指個體對自身所擁有的包括生理資源、情緒資源和認知資源等在內的、能夠用于完成特定任務的各種有價資源的主觀感知[22～24]。由于這一概念涉及到個體對其自身是否具備履行某一角色所需資源的主觀感知,因而往往與個體在完成特定任務或履行某一角色時遇到的紛擾有關[24,31]。由于人們所擁有的資源總量是有限的[32,33],因此,在處理某一事件過程中遇到的紛擾比較多時,他們就需要用更多的有價資源來應對這些干擾因素,這會導致其用于特定工作(或角色)的有價資源減少,此時心理可得性的水平就會降低[24]。

資源保存理論認為,人們有保護現有資源并盡力獲取更多新資源的動機[17]。由于顧客服務是一項持續性工作[2,8],需要員工在較長時間內保持充沛的生理資源(如完成任務所需的力量、耐力和靈活性等)、情緒資源(如傳遞服務所需的精神狀態和良好心情等)和認知資源(如執行工作所需的知識、技能和經驗等)[21]。這就要求員工在盡可能保留現有資源的同時,盡可能從外部拓寬資源來源渠道,對服務工作造成的資源損耗進行補充,以保持資源總量的相對穩定[32]。

在服務接觸中,與顧客的人際互動是一線服務員工的主要工作場景[2],這就使得顧客成為員工獲取外部資源補充的重要渠道來源[17,19]。顧客授權行為體現出顧客對員工的信任、青睞和認可,可以減少員工在工作中的紛擾,減緩對現有資源的損耗,并從外部為員工帶來持續的資源補充,增強其心理可得性。首先,從生理資源的角度而言,顧客授權行為賦予一線服務員工在服務傳遞過程中的工作自主權,使其可以自主決定服務內容和服務提供方式,這在很大程度上節約其生理資源的損耗,利于保持生理資源的持續性。其次,從情緒資源的角度而言,顧客授權行為傳遞了顧客信任的信號,這種信任關系的建立可以對員工起到激勵作用[14],促使其保持良好的精神狀態,充盈其情緒資源[26]。最后,從認知資源的角度而言,顧客授權行為可以為一線服務員工創造寬松、自由的工作條件[27],這給員工在工作中學習和成長提供了重要條件[13],有利于員工積累知識和工作經驗,不斷提升自身工作技能,增強其認知資源。由此,提出以下假設:

假設2顧客授權行為對員工心理可得性具有顯著正向影響。

心理可得性體現出個體對從事特定工作所能獲得資源支持的預期[20,21,23],是促使其產生自發性參與行為的重要動因[31]。由于服務主動性是面向顧客的角色外行為,并未受到組織考核與獎懲系統的明確要求[4,9],需要員工額外投入有價資源才能得以完成[11,25],因此,并非所有員工都愿意參與其中[3]。只有當員工相信自身具有充裕的資源時,他們才有動力實施面向顧客的主動性服務行為[8,34]。當一線員工在服務接觸中感知到顧客授權行為時,他們的心理可得性將得到增強,進而提升其服務主動性[15]。當員工的心理可得性增強時,他們將對自身完成特定工作所需的生理、情緒和認知資源等保持樂觀的預期[21]。這種資源充裕的心理感知將使員工有精力(生理資源)、有心情(情緒資源)、有能力(認知資源)從事一些本職工作之外的自發性行為,最大可能讓自己表現出優越的服務績效,以獲得來自顧客和來自組織的進一步認可。鑒于此,伴隨員工的心理可得性的增強,其服務主動性也會隨之提升。由此,提出以下假設:

假設3心理可得性對員工服務主動性具有顯著正向影響。

綜上所述,根據資源保存理論[17,33],對于一線服務員工而言,在服務接觸中所感知到的顧客授權行為,將為其提供包括生理、情緒和認知資源等在內的多種有價資源,提升其心理可得性,并進一步激勵其從事具有一些非本職工作要求的、具有一定自發性的工作。由此,提出以下假設:

假設4心理可得性在顧客授權行為與員工服務主動性之間起中介作用。

2.4 權力需要的調節作用

權力需要作為一種人格特質,意為個體希望自己可以影響甚至改變他人或事件,從而讓自己的生活有所不同的主觀意愿,反映出人們期望獲取權力的動機[28,29]。對于一線服務員工而言,高權力需要就意味著員工希望在服務傳遞過程中擁有更強的“話語權”,他們更加樂意向顧客施加自己的影響力,借此改變甚至“掌控”顧客的消費決策;反之,低權力需要的員工則不尋求在與顧客互動過程中的“話語權”,也不希望通過對顧客施加影響力來實現自身目標[29,30]。

根據資源保存理論[17],在發生顧客授權行為的服務場景中,一線服務員工可以從外部獲取持續性的生理、情緒和認知等有價資源。但一線服務員工在多大程度上愿意借此機會來充溢自身的資源總量,以提升自己的心理可得性,進而增強其服務主動性,是取決于員工自身的權力需要這一特質的[28]。對于高權力需要的一線服務員工而言,他們具有更強的對顧客施加影響力的意愿,更希望在服務傳遞過程中“掌控”顧客的消費決策[30],因而傾向于將感知到的顧客授權行為視為一種滿足自身權力需要的契機,會把顧客授權行為所產生的自主決策空間視為展現自身“話語權”的機會,會對顧客授權行為的感知更為敏感,更愿意藉此提升自身工作靈活性(如增加生理資源等)、保持積極情緒狀態(如增加情緒資源等)和增強在工作中學習的動力(如增加認知資源等),進而會更大程度地提升自身心理可得性[24]。與之相對地,低權力需要的一線服務員工由于沒有意愿對顧客施加影響力,也不尋求通過影響和改變顧客的消費決策來獲得生活意義[29],因而對于顧客授權行為并不敏感,其心理可得性的提升程度亦較低。由此,提出以下假設:

假設5權力需要對顧客授權行為與員工心理可得性的作用關系具有調節作用:當員工的權力需要水平較高時,顧客授權行為對員工心理可得性的正向作用會被增強。

基于前述,顧客授權行為對員工心理可得性的正面作用會進一步增強員工服務主動性,因此,可以推斷,對于高權力需要的一線服務員工而言,當他們感知到顧客授權行為時,更愿意將其視為補充有價資源、增強自身影響力的契機,因而會顯著提升自己的心理可得性,進而增強其服務主動性;而對于低權力需要的一線服務員工而言,由于他們無意向顧客施加自身影響力,因而不會因為顧客授權行為而顯著提升自身的心理可得性,也不會因此進一步增強自身的服務主動性。這一作用關系可以進一步表現為有調節的中介效應。由此,提出以下假設:

假設6權力需要調節心理可得性在顧客授權行為與員工服務主動性之間所起的中介作用:當員工的權力需要水平較高時,顧客授權行為通過員工心理可得性對其服務主動性的間接作用會被增強。

3 研究1:問卷研究

3.1 樣本與數據收集

本研究的研究樣本來自中國廣東省的20家酒店的一線服務員工及其直屬上級。首先,課題組聯系了20家愿意配合數據收集酒店的人力資源部經理,獲取了一線服務員工及其直屬領導的名單;然后,課題組根據名單聯系到每位員工及其直屬領導,將問卷發放給他們,要求他們在問卷上填寫自己的工號,完成調研后將問卷放置在一個密封的信封中。

本研究采用時間滯后的數據收集方法。具體闡述如下:①第一階段,由一線服務員工填寫人口統計學信息,并對感知到的顧客授權行為,以及他們自身的權力需要進行評價,共發放754份問卷,收回有效問卷564份;②第二階段(第一階段完成一個月后),向第一階段完成有效問卷的564名員工發放問卷,由他們評價自身的心理可得性,回收有效問卷398份;③第三階段(第二階段完成一個月后),向第二階段完成有效問卷的398名員工的直屬上級發放問卷,評價員工服務主動性。最終回收有效問卷240份。在有效樣本中,性別方面,女性占60.4%、男性占39.6%;在年齡方面,18～24歲占19.6%、25～29歲占37.9%,30～34歲占12.9%、35～39歲占12.9%、40歲及以上占16.7%;在學歷方面,中專、高中及以下占63.7%、大學?？普?5%、本科及以上占11.3%;在工作任期方面,工齡低于3年的占71.7%的員工。

3.2 變量測量

本研究所用量表均來自國外頂級期刊發表的成熟量表,并嚴格按照“翻譯-回譯”程序形成了中文量表。所有量表均采用Likert 5點形式,1～5表示從“很不符合”到“非常符合”。

(1)顧客授權行為該變量的測量采用DONG等[14]開發的量表,共8個題項,如“顧客相信我能夠應對各種困難的任務”。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.90。

(2)心理可得性該變量的測量采用MAY等[31]開發的量表,共5個題項,如“我對自己處理工作中出現的問題的能力充滿信心”。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.87。

(3)權力需要該變量的測量采用STEERS等[35]開發的量表,共5個題項,如“我發現自己在組織和指導他人的活動”。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.83。

(4)員工服務主動性該變量的測量采用RANK等[25]開發的量表,共7個題項,如“該員工能夠主動預測顧客的需求,并積極開發應對措施”。本研究中,該量表的Cronbach’s 值α為0.90。

(5)控制變量根據以往研究結果,本研究選取員工的性別、年齡、學歷和工齡作為控制變量[13],以排除對研究結果可能造成的影響。

3.3 效度檢驗

本研究中,有關驗證性因子分析結果見表1。由表1可知,相比于其他幾個模型,四因子模型的擬合優度最好,這表明4個核心變量之間存在較好的區分效度。根據每個題項的因子載荷,本研究計算了這4個變量的AVE和CR值,均超過了0.5和0.8,說明聚合效度良好。AVE的算術平方根均大于各變量的相關系數,則進一步說明區分效度良好。Harman單因子檢驗結果顯示,第一因子方差解釋率為25.54%,遠低于50%,說明共同方法偏差問題并不嚴重。

表1 驗證性因子分析結果(N=240)

3.4 描述性統計分析

本研究中,各變量的均值、標準差、信度及其之間的相關系數見表2。由表2可知,各相關系數值符合進一步進行假設檢驗的條件。

表2 各變量的均值、標準差及相關系數(N=240)

3.5 假設檢驗

本研究采用層級回歸分析來檢驗研究假設,有關結果見表3。表3中:由模型6可知,顧客授權行為對員工服務主動性產生顯著的正向影響(β=0.26,p<0.01),因此,假設1得到支持;由模型2可知,顧客授權行為對員工心理可得性具有顯著的正向影響(β=0.29,p<0.01),因此,假設2得到支持;由模型7可知,心理可得性對員工服務主動性具有顯著的正向影響(β=0.28,p<0.01),因此,假設3得到支持。進一步,在表3中模型6的基礎上,加入員工心理可得性,構建模型8,結果顯示心理可得性仍然對員工服務主動性具有顯著的正向影響(β=0.22,p<0.01);同時,由模型8還可知,顧客授權行為對員工服務主動性的影響效應有所減弱(β=0.20,p<0.01),但仍然顯著,說明心理可得性在顧客授權行為與員工服務主動性的作用關系中起到部分中介作用,因此,假設4得到部分支持。此外,本研究利用PROCESS插件對這一間接效應進行檢驗,結果顯示間接效應值依然顯著(β=0.08,95%CI[0.02,0.14])。由此,假設4得到進一步支持。

表3 層級回歸結果(N=240)

本研究中,有關層級回歸結果見表3中的模型4。由模型4可知,交乘項對心理可得性的效應值顯著(β=0.26,p<0.01),因此,假設5得到支持。此外,本研究還進行了簡單斜率分析,依據權力需要均值加減一個標準差繪制了交互效應圖(見圖2)。由圖2可知,當員工的權力需要較高時,顧客授權行為對心理可得性的正向影響顯著(β=0.32,p<0.01);而當員工權力需要較低時,顧客授權行為對心理可得性不會產生正向影響(β=-0.08,n.s.)。由此,假設5得到進一步支持。

圖2 權力需要的交互效應圖

本研究中,有調節的中介效應檢驗結果見表4。由表4可知,當員工權力需要高時,顧客授權行為通過心理可得性對員工服務主動性的間接效應正向顯著(β=0.11,95%CI= [0.02,0.22]),而當員工權力需要低時,該間接效應為負向不顯著(β=-0.03,95%CI=[-0.10,0.02]),且這兩個效應之間存在顯著差異(Δβ=0.13,95%CI=[0.03,0.26])。由此,假設6得到支持。由表4中的第一階段結果還可以發現,顧客授權行為對心理可得性影響的組間差異顯著(β=0.66,95%CI=[0.39,1.04]),這進一步對假設5提供了支持。

表4 有調節的中介效應檢驗(N=240)

4 研究2:實驗研究A

盡管問卷調研數據已經初步驗證了研究假設,但這一方法是基于研究者事先設定的測量題項來獲取被試的評價,這可能存在測量內容與現實情況并不一致的情況,進而導致研究結論出現偏差[36]。為此,本研究進一步采取實驗研究范式來對研究假設進行驗證,以增強內部效度及結論的穩健性。

4.1 實驗材料形成過程

首先,依據DONG等[14]和郭功星等[26]關于顧客授權的定義與特征,開發了顧客拍攝婚紗照的顧客授權行為場景(分為高低兩組);其次,邀請了領域內的學者和博士研究生各3位來仔細審閱材料,并根據反饋意見對情境材料進行修改完善;最后,為了確保這些場景與實際工作情況一致,進一步咨詢了一家婚紗店的5名服務員工,對場景中描述的事件是否真實、常見且具有代表性進行評估,并對材料內容再次進行修改,最終形成了顧客授權行為高低兩組情境操控材料。

4.2 前測

在正式實驗前,對開發的場景是否能夠有效操控顧客授權行為進行了前測。通過Credamo平臺招募了100名被試(70名女性,Mage=31.52,SD=10.20),采用單因素兩水平組間實驗設計,被試被隨機分配到高授權情境組與低授權情境組。所有被試被要求回答以下問題:在拍婚紗照的情境中,顧客給你的授權感受程度如何?(采用Likert 7級量表,1～7表示從“ 完全沒有感到授權”到“ 完全感到授權”)。有關結果表明,高授權組的被試感知到的授權 (M=6.02,SD=0.74) 顯著高于低授權的被試 (M=3.50,SD=1.27;t(98)=12.15,p<0.001),驗證了授權情境操控材料的有效性。

4.3 實驗樣本

通過Credamo平臺招募200位(119名女性,Mage=32.15,SD=7.92)來自不同企業的全職員工參與實驗。本次實驗采用2(顧客授權行為:高 vs. 低)×2(權力需要:強 vs. 弱)組間實驗設計,被試將被隨機分配到4個組之中。除操控檢驗,在后續的分析中,本研究都將被試的年齡、性別、學歷及工作年限作為控制變量。

4.4 實驗過程

首先,本研究對被試的授權感知進行操控。在高授權組(低授權組),被試將閱讀以下材料:一對想要拍婚紗照的年輕夫妻顧客光臨你工作的婚紗店。你禮貌地詢問他們對婚紗風格以及對服裝和道具的要求。在高授權組,這對顧客向你表示,他們想了解當下有哪些最流行的風格,請你幫忙挑選適合他們的風格,并表示非常相信婚紗店的專業性。在低授權組,這對顧客告知,他們喜歡親近大自然,偏向清新自然風的婚紗照風格,并希望能按照森系風婚紗照的風格進行拍攝。

然后,本研究進行被試權力需要的操控,操縱方式與顧客授權行為的操縱方法一致。在強權力需要組,繼續要求被試閱讀以下材料:近期,你所在的部門準備開展一次團建活動,正在向大家征求活動方案。你對此非?？粗?認為這是一次難得展現自己的機會,為此精心策劃了一份活動方案。在該方案中,你對活動的流程和內容都進行了全面規劃和細致安排,對每一位同事需要扮演的角色和承擔的事項也進行了詳細說明,可謂面面俱到、一應俱全。對此你感到很是滿意,認為肯定能夠獲得同事認可,主管也很大可能會采納自己的方案。

在弱權力需要組,被試閱讀以下材料:近期你所在的部門準備開展一次團建活動,正在向大家征求活動方案。你對此并不十分上心,認為會有很多同事進行方案提交,自己是否參與并不重要,屆時去參加活動就好了,而且就算自己策劃了方案,也未必能獲得同事認可,主管也可能不會采納。

接下來,被試被要求匯報服務主動性(α=0.96)及心理可得性(α=0.94)。服務主動性與心理可得性的測量題項與研究1保持一致。隨后,對被試感知授權(在拍婚紗照的情境中,顧客給你的授權感受程度如何?)以及權力需要進行操控性檢驗(在提交方案的情境中,你對權力的需要程度如何?),所有測量題項均采用Likert 7級量表。最后,完成被試的人口統計學變量相關題項。

4.5 實驗結果

4.5.1操控性檢驗

4.5.2假設檢驗

圖3 心理可得性交互效應圖

(4)有調節的中介效應檢驗本研究采用Process插件工具進行檢驗。有關模型分析結果表明,有調節的中介效應顯著 (β=0.98,SE=0.32,95%CI=[0.37, 1.62])。進一步分析發現,在強權力需要的條件下,心理可得性間接效應顯著 (β=0.82,SE=0.17,95%CI=[0.50, 1.16]),而在弱權力需要條件下,心理可得性間接效應不顯著 (β=-0.16,SE=0.26, 95%CI=[-0.68, 0.35]),有關分析結果見圖4。由此,假設6得到支持。

注:***表示p<0.001;a表示間接效應顯著。圖4 有調節的中介系數模型圖

5 研究3:實驗研究B

5.1 實驗樣本

盡管前文中的研究1和研究2已對研究假設進行了初步驗證,但尚存在兩個問題需要解決:①權力需要的情境和授權的情境差異過大,被試在填寫服務主動性的時候可能會產生混淆;②顧客授權行為的發生,可能讓員工因承擔顧客的授權任務而耗費更多精力,這對員工來說可能是一種“損耗”,因此,需要排除精力損耗這一可替代性解釋。為此,本研究將開展研究3,將權力需要的情境設定與顧客授權情境保持一致(即拍婚紗照情境),并排除精力損耗可替代性解釋,進一步檢驗本研究結論的穩健性。通過Credamo平臺招募200位(137名女性,Mage=31.86,SD=9.87)來自不同企業的全職員工參與實驗。本次實驗采用2(顧客授權行為:高 vs. 低)×2(權力需要:強 vs.弱)組間實驗設計,被試將被隨機分配到4個組之中。除操控檢驗外,在后續的分析中,本研究將被試的年齡、性別、學歷、工作年限及精力損耗作為控制變量。

5.2 實驗過程

首先,本研究對被試的授權感知進行操控,有關內容和實際操控與實驗研究A一致 。然后,本研究對權力需要進行操控,強權力需要操控如下:今天你接待了一對想要拍婚紗照的年輕夫妻顧客。你禮貌地詢問他們對婚紗照的期望和要求。這對顧客表示,他們不太懂這些方面的專業知識,希望你給他們提供有關建議。聽罷顧客的反饋,你感到很興奮,馬上在腦海中構思了一整套清新自然風的拍攝方案,把整個拍攝環節可能涉及到各個細節都考慮了一遍,也初步設想好屆時需要哪幾位同事來配合工作,大家如何各司其職,分工協助,共同為這對夫妻顧客拍攝一套滿意的婚紗照。你認為這個方案一定會獲得顧客青睞,并給顧客帶來滿意的體驗效果。

弱權力需要操控如下:今天你接待了一對想要拍婚紗照的年輕夫妻顧客。在詢問顧客對婚紗照的期待和要求后,這對顧客表示,不了解有關專業性的知識,傾向清新自然風的風格,希望你可以提供一些專業性的建議和參考。聽罷顧客的訴求,你在腦海中簡單思考了下,似乎手頭也沒有什么合適的方案來拍攝清新自然風格的婚紗照,屆時自己參與婚紗照拍攝就好了。隨后你告訴顧客,你需要和同事溝通一下,聽聽他們的建議后,再向顧客進行反饋。

然后,進行服務主動性與心理可得性測量,測量題項與實驗研究A保持一致。接著測量精力損耗(該變量為替代解釋變量),采用前人的研究成果[37],由5個題項構成(如“感到筋疲力盡”;α=0.91)。最后,進行授權與權力需要的操控性檢驗。

5.3 實驗結果

5.3.1操控性檢驗

5.3.2假設檢驗

圖5 心理可得性交互效應圖

(4)有調節的中介效應檢驗即采用Process模型8進行檢驗。有關模型分析結果表明,有調節的中介效應顯著(β=0.14,SE=0.10, 95%CI=[0.01, 0.39])。進一步分析發現,在強權力需要的條件下,心理可得性間接效應顯著 (β=0.13,SE=0.07, 95%CI=[0.03, 0.30]),而在弱權力需要條件下,心理可得性間接效應不顯著 (β=-0.01,SE=0.05, 95%CI=[-0.14, 0.09])。由此,假設6得到支持。

6 結論與討論

本研究主要得出以下結論:心理可得性在顧客授權行為與員工服務主動性之間起中介作用,即顧客授權行為會增強員工心理可得性,進而對其服務主動性產生促進作用;權力需要對顧客授權行為與員工心理可得性的作用關系具有調節作用:當員工的權力需要水平較高時,顧客授權行為對員工心理可得性的正向作用會被增強;權力需要進一步調節心理可得性在顧客授權行為與員工服務主動性之間所起的中介作用:當員工的權力需要水平較高時,顧客授權行為通過員工心理可得性對其服務主動性的間接作用會被增強。

本研究的理論貢獻主要在于:①顧客授權行為與員工服務主動性都是針對服務業情境而提出的概念,兩者均受到研究者的廣泛關注[10,11],但兩者之間是否具有某種理論上的因果作用關系,現有研究尚未給予明確回答。本研究基于中國服務業的數據,證實了顧客授權行為與員工服務主動性之間的正向作用關系,不僅豐富了顧客授權行為影響后果的研究文獻,也為探索員工服務主動性的產生前因提供了新的文獻支持。②本研究響應了文獻[13]的呼吁,基于資源保存理論[17,33],分別以心理可得性和權力需要作為關鍵的中介變量和調節變量,深入探討了顧客授權行為對員工服務主動性的作用機制和作用邊界,從理論上揭開顧客授權行為影響員工服務主動性的作用“黑箱”和邊界條件,也進一步拓展了顧客授權行為與員工服務主動性的相關研究。③以往研究在探討顧客授權行為對員工可能產生何種影響時,往往采取單一的問卷調查法,雖然這種研究范式也能夠對研究假設進行檢驗,但問卷測量中的題項內容是事先設定的,被試必須據此進行評分,這可能與員工所經歷的真實情況存在差異,從而使測量準確性可能出現偏差。在遵循問卷調研范式的基礎上,本研究還采納了更貼合現實場景的實驗研究范式,從而更具有創新性,且兩者均有效驗證了相關研究假設,夯實了研究結論。

本研究的管理啟示主要在于:①服務型企業的管理者需要重視顧客授權行為這一良性的人際關系互動,充分發揮其可能對一線服務員工產生的正面作用,以此激發員工實施更多的面向顧客的主動性服務行為。一方面,應該鼓勵一線服務員工及時發現、識別顧客授權行為,引導其正確認識顧客授權行為可能帶來的益處,使其能夠以自信、開放和包容的心態看待和承接顧客授權行為,充分利用由此帶來的充沛資源為顧客提供優質服務,實現高質量的服務傳遞;另一方面,企業也應該積極鼓勵、引導顧客盡可能多的實施授權行為,為顧客授權行為的產生營造良好土壤。②服務型企業的管理者需要采取相關措施來確保員工保持較強的心理可得性。在生理資源方面,企業可以倡導員工加入“陽光健身”計劃,通過舉辦企業運動會、組建運動興趣小組等形式,引導員工保持良好的身體狀態;在心理資源方面,企業可以為員工制定科學合理的“心理咨詢和輔導計劃”,為需要心理支持的員工提供及時幫助,緩解其心理壓力,保持良好的心理狀態;在情緒資源方面,企業可以采取輪班制,讓員工有充分的休息時間,以保持情緒資源的穩定性,對于已經出現工作倦怠狀態的員工,要及時與之溝通對話,以防止其將不良情緒帶入到服務工作中。③企業可在員工招聘環節,在征得應聘者知情同意的前提下,對其開展人格特質測試,了解應聘者的權力需要程度,以此作為崗位分配與工作內容安排的參考依據。對于需要與顧客高度互動且普遍存在顧客授權行為的一線工作崗位,可以適當安排權力需要水平相對較高的員工,使其能夠更加從容、自如地承接顧客授權行為;對于已處于一線工作崗位但權力需要水平相對較低的員工,可以對其開展崗位培訓或安排進修學習,增強其對權力需要的理解和認識,使其意識到較強的權力需要將促進顧客授權行為可能帶來的積極作用,進而使其能夠根據工作需要自主調整自身權力需要水平,盡最大努力為顧客提供高質量服務。

7 研究局限與未來展望

本研究也存在一些局限性:①研究范式存在不足之處。無論是問卷還是基于實驗,都是由研究者主導的研究范式,要求被試在研究者預設的框架下進行問題的填答,這樣獲取的研究數據與真實的現實情況仍會存在一定差距。未來的研究可以采取更加貼合實際的研究范式(如田野調查法),來進一步增強測量的準確性和真實性。②可能存在其他中介機制。本研究的問卷數據分析結果顯示,心理可得性在顧客授權行為與員工服務主動性之間所起的是部分中介作用。未來的研究可以基于其他理論視角,進一步探討顧客授權行為影響員工服務主動性的其他中介機制。③探索其他邊界條件。除了權力需要外,一線服務員工的其他人格特質及其所處組織氛圍也可能對顧客授權行為的作用強度起到調節作用。未來研究可以從員工個體及其所處組織等不同角度,進一步探索顧客授權行為影響員工心理和行為的邊界條件。