2015年中国服务业首次占中国国内生产总值的50%以上,根据国际定义,中国已进入服务经济时期。然而,中国服务业供给同质化严重,无法满足国内快速增长和升级需求,导致需求外溢,因而需要企业通过服务创新解决该问题[1]。服务业一线员工与顾客接触密切,拥有及时感知顾客需求及需求变化的条件,其服务创新行为更加贴合顾客期望,在企业服务创新过程中具有关键作用[2]。因此,如何促进一线员工服务创新行为是理论界和服务型企业亟需解决的问题。已有研究从领导角度探讨授权赋能对员工创新行为的影响,发现授权赋能可以促使员工目标与组织目标相一致,有利于创新,但大多聚焦于知识技术型企业,针对服务型企业的研究较少。
此外,关于授权赋能与员工创新行为之间作用机制的研究匮乏。现有研究以心理赋能、自我效能感、工作压力等为中介变量[3],未考虑员工价值共创意愿的作用。近年来,价值共创成为理论研究的重点,国内服务型企业如携程就通过价值共创获得强大的竞争优势。价值共创是指员工、顾客和企业通过资源整合共同创造价值的过程[4]。在价值共创趋势下,员工不是简单地为顾客提供产品和服务,而是与顾客形成合作关系。员工价值共创意愿直接影响其与顾客交互的程度,决定服务型企业价值共创质量。现有研究证实,当一线员工愿意与顾客进行价值共创时,员工会获得大量顾客操作性资源[5-6]。根据服务主导逻辑,操作性资源是企业获得竞争优势的根本资源,有利于企业创新[4]。因此,只有当员工价值共创意愿较强时,才可能获得顾客资源,进而通过整合资源进行创新。价值共创意愿是员工态度问题,Cheong等[7]提出,相较于员工行为,授权赋能对员工态度的影响更加显著,授权赋能通过作用于员工态度进而影响员工行为。那么,员工价值共创意愿在授权赋能与服务创新行为间是否具有中介作用?同时,受组织情境的调节作用,授权赋能对员工态度的影响是权变的[3]。内部控制机制作为一种组织情境,包含行为控制和结果控制,两者对人力资源的激励约束表现不同,进而影响授权赋能与员工态度的关系。那么内部控制机制如何影响授权赋能对员工价值共创意愿的作用?为了解决以上问题,本文以服务业为研究对象,基于资源保存理论,探讨授权赋能对服务创新行为的作用,以及价值共创意愿和内部控制机制的双重影响。本文创新之处在于:
(1)丰富员工创新行为研究情境。现有员工创新行为研究以高新技术企业为主,本文针对服务业的服务创新行为进行研究,是对现有研究情境的拓展。
(2)丰富授权赋能与员工创新行为间作用机制研究。现有研究以心理赋能、自我效能感等为中介变量[3],本文提出并验证员工价值共创意愿的中介作用,为二者作用机制研究提供全新视角。
(3)引入内部控制机制探讨授权赋能的权变效应。授权赋能并不总能起积极作用,探讨其边界条件非常重要,但现有研究比较匮乏[8]。本文从内部控制机制视角出发,发现其对于授权赋能与员工价值共创意愿具有调节作用,可为后续相关研究提供支持。
目前,学术界存在两种授权赋能概念:第一种将授权赋能根植于组织环境,将其定义为一套实践,包括将责任下放给下级,使下级在执行工作任务时享有更大的决策权;第二种认为,授权赋能是一种基于员工感知的四维度心理状态,通常称为心理授权[9]。Leach等[10]对上述两种概念进行区分,指出第二种概念是第一种概念的结果,即通过情境授权赋能产生心理授权。本研究基于第一种概念,探讨授权赋能对服务创新行为的影响。
已有大量研究证实授权赋能与员工创新行为间存在正相关关系。李伟等[11]以中国电力企业为研究对象,发现授权赋能可以为员工提供更多选择和决策参与机会,从而实现高水平创新;Naqshbandi等[12]认为,授权赋能可以促使员工目标与组织目标相一致,赋予自主性和决策权能够使员工主动探索和评估新知识,进而有利于创新;Dedahanov等[13]对已有研究进行总结,从4个方面阐述授权赋能对创新行为的作用机制:第一,授权赋能促使员工认为其可以控制组织事务,并且为达到预期目标而对组织事务加以改变,这种对于组织事务的影响力导致创新行为产生;第二,依据自我决定理论,授权赋能带来的自主工作环境会考虑员工的观点、感受,通过给予其选择和信息消除压力,而工作中的自主性对员工创造力提升至关重要;第三,授权赋能可以促使员工认为自己已获得足够的能力,会更有信心完成工作,增加对工作的兴趣,进而改善创新行为;第四,授权赋能可以让员工体会工作的意义,激发高水平内在动机,进而提升其创新能力。综上所述,现有研究侧重于授权赋能对员工创新行为的积极影响,该影响通过增强员工自我感知等中介效应发挥作用,但仍存在以下问题:①从研究背景而言,现有研究重点关注技术类企业员工创新行为,缺乏对服务业创新的探究;②从研究机制而言,已有研究侧重于个体因素,同时考虑组织情境与个体因素的实证分析较少。为了解决以上问题,本文引入新的影响机制,深入分析授权赋能对服务创新行为的作用。
服务创新行为是指为了响应顾客个性化需求而开发新产品、新服务,以及对现有产品或服务不断改进的过程。服务创新强调通过与顾客不断交流进行创新[14]。对于服务型企业,授权赋能会给予一线员工更多决策权和自主权,使员工感到被组织重视,进而增强对工作的兴趣,从而愿意付出更多精力与顾客交流。同时,授权赋能会为员工创造更多学习机会,促使员工掌握更多与服务相关的知识和技能,进而在与顾客交流中有效识别顾客需求、感知顾客需求变化,为了有效满足顾客需求而进行更加广泛的思考,从而产生服务创新行为[15]。根据以上讨论,本文提出如下假设:
H1:授权赋能与服务创新行为正相关。
随着经济发展和顾客地位提升,企业与顾客间不再是简单的买卖关系,而是合作共赢的伙伴,企业需要与顾客进行价值共创。已有研究重点关注顾客价值共创意愿,探讨如何通过外界刺激促使顾客参与价值共创。但价值共创是一个相互影响的过程,其主体包括顾客与企业,其质量取决于企业与顾客的接触过程[16]。服务业一线员工与顾客接触密切,因而其在价值共创活动中扮演着重要角色,是价值共创过程的重要人力资本[17],其价值共创意愿直接影响与顾客的交互程度。大量研究证实,当一线员工愿意与顾客进行价值共创时,会促使顾客参与价值共创[5-6]。而顾客参与价值共创能够促使与其密切接触的一线员工获得大量顾客资源,依据服务主导逻辑,顾客资源是企业获得竞争优势的根本资源,当员工愿意将顾客资源及时反馈给企业时,企业才有可能对顾客资源进行高效整合,为顾客提供个性化服务体验,进而提升核心竞争力。根据Ballantyne等[18]、孙永波等[19]、王新新等[20],张婧等[21]的研究成果,价值共创包括互动、关系和知识共享3个维度。因此,本文将员工价值共创意愿定义为员工与顾客互动、关系管理、获得顾客资源并共享给企业的程度。
一方面,授权赋能能够为员工带来更多资源。价值共创实现的前提条件是向顾客提供产品、服务、信息等资源[22],因而拥有更多资源的员工具备参与价值共创的资源基础。Hobfoll[23]提出资源保存理论,发现个体总会努力获取和保存资源。根据资源保存理论,拥有更多资源的员工,不但不容易遭受资源损失,而且有可能为获取更多资源进行资源投资,会表现出更积极的工作态度[24]。服务业一线员工会将资源更多地服务于顾客,与顾客深入互动、保持良好的关系等。与顾客深入交互会增强顾客价值共创意愿,促使顾客投入自己的资源,进而促使员工通过资源投资获取顾客资源。同时,授权赋能会让员工感到被组织重视,类似获得非经济性报酬,增强员工对组织的归属感和认同感,诱发员工产生回报组织的义务感。因此,员工会将所获取的顾客资源及时与企业共享,实现顾客与企业价值共创。因此,授权赋能会带来积极的员工价值共创意愿。
另一方面,员工积极的价值共创意愿使其能够快速把握顾客需求变化,通过比较现有产品和服务与顾客需求间的差异,员工会产生弥补现有不足的创意。与顾客紧密联系可以使员工获得来自组织外的异质性资源,该资源为员工将创意落地提供支持,促使员工创新行为产生[25]。已有研究表明,整合顾客资源是员工实现创新的重要途径。同时,员工积极的价值共创意愿使其对于顾客个性化需求的理解非常深刻,而对顾客深入了解有利于说服企业支持创新,保证创新顺利实施。因此,积极的价值共创意愿能够促使一线员工产生可实现、创造性和以客户为中心的服务创新行为[26]。根据以上讨论,本文提出如下假设:
H2:价值共创意愿在授权赋能与服务创新行为间起中介作用。
中国《企业内部控制应用指引第3号》明确提出,为了发挥人力资源的重要作用,企业在进行内部控制设计时应建立和完善人力资源的激励约束机制,即内部控制机制包含对于人力资源的激励和约束。然而,内部控制机制分为行为控制和结果控制两类,不同的内部控制机制对于人力资源的激励约束表现不同。当公司以企业战略为导向,关注目标实现过程时,会倾向于选择行为控制,行为控制主要通过制定过程考核标准、对过程进行奖励激励员工,要求员工对企业文化、企业产品与服务具有深层次了解;当公司强调短期财务绩效时,会选择结果控制,结果控制通过制定大量高标准规则、对结果进行奖励激励员工,从而确保财务目标实现[27]。
行为控制注重员工对企业的长期贡献,能够促进团队成员间的沟通交流,实现资源流通与共享[28]。授权赋能所提供的资源不一定是员工所需的,通过资源流通与共享,员工获得所需资源,基于资源保存理论,该资源会促使员工产生更加积极的工作态度,表现出更强的价值共创参与意愿。Tepper等[29]研究表明,所需资源与所获资源匹配会产生更加积极的结果。结果控制关注短期财务绩效,会为员工制定高标准的绩效指标,促使员工产生较大的工作与心理压力,进而使员工产生资源丧失感知[30]。根据资源保存理论,相较于资源获取,资源丧失对个体的心理作用更加显著,个体为了避免资源损失会致力于安全地完成任务,导致态度比较保守,仅局限于完成绩效指标,倾向于向顾客推销已有产品,而不会通过深层次地与顾客互动了解其个性化需求,表现为价值共创意愿不积极。
此外,价值共创强调的是深入互动和资源整合,是企业与顾客维系长期关系的过程。行为控制注重过程奖励,在行为控制机制下,员工基于授权赋能带来的资源积极参与价值共创以获得组织肯定和奖励。Faraj等[3]研究表明,在企业注重过程任务时,授权赋能会产生更加显著的正向影响。结果控制关注短期财务指标,已有研究表明,顾客需求的多样化与复杂性会提升价值共创难度,需要员工投入大量时间与精力[31]。但是,短期内通过价值共创提升员工个人绩效并非易事。因此,结果控制机制下即使授权赋能能够带来资源,由于无法确保结果绩效实现而难以获得组织奖励,员工参与价值共创意愿的积极性会降低。根据以上讨论,本文提出如下假设:
H3:行为控制正向调节授权赋能对价值共创意愿的影响,即相对于低行为控制,高行为控制下授权赋能对价值共创意愿的影响更显著。
H4:结果控制负向调节授权赋能对价值共创意愿的影响,即相对于高结果控制,低结果控制下授权赋能对价值共创意愿的影响更显著。
根据上述分析,本文构建一个调节中介模型,探究授权赋能对一线员工服务创新行为的影响路径及条件,具体研究模型如图1所示。
图1 服务创新行为影响机制概念模型
本文根据已有研究成果对各变量进行测量。除控制变量外,对所有测量题项均采用李克特5点计分法进行测度,其中,1表示“完全不同意”,5表示“完全同意”。
授权赋能(EMP)采用王辉等[32]开发的量表,包含4个题项。内部控制机制参考史丽萍等[28]的研究成果,行为控制(BC)包括3个题项,结果控制(RC)包含4个题项。价值共创意愿(VCI)依据Ballantyne等[18]、孙永波等[19]、王新新等[20]、张婧等[21]的研究量表,选择9个题项进行测度。服务创新行为(SIB)采用Susanne等[33]开发的量表,包含6个题项。
对于控制变量,参照已有创新行为研究,对性别(Gender)、年龄(Age)、学历(Education)及在当前企业的工作年限(Years)进行控制。其中,男性=1,女性=2;25岁以下=1,26~35岁=2,36~45岁=3,45岁以上=4;中专=1,高中=2,大专=3,本科=4,研究生及以上=5;1年以下=1,1~3年=2,3~5年=3,5年以上=4。
本文构建如下5个数学模型,模型(1)用来检验授权赋能与服务创新行为之间的关系;模型(1)、模型(2)和模型(3)用来检验授权赋能、价值共创意愿与服务创新行为间的关系;模型(4)和模型(5)用来检验授权赋能、内部控制机制(行为控制和结果控制)与价值共创意愿间的关系。
SIB=α0+α1Gender+α2Age+α3Education+α4Years+α5EMP+ε
(1)
VCI=β0+β1Gender+β2Age+β3Education+β4Years+β5EMP+θ
(2)
SIB=γ0+γ1Gender+γ2Age+γ3Education+γ4Years+γ5EMP+γ6VCI+λ
(3)
VCI=κ0+κ1Gender+κ2Age+κ3Education+κ4Years+κ5EMP+κ6BC+κ7EMP*BC+μ
(4)
VCI=π0+π1Gender+π2Age+π3Education+π4Years+π5EMP+π6RC+π7EMP*RC+η
(5)
为了保证量表更加贴合本文研究情景,在正式调研前进行预调研。预调研发放问卷150份,有效问卷124份,有效问卷回收率82.67%。运用SPSS25.0对初始量表进行信度和效度检验,发现在对授权赋能和价值共创意愿两个构念进行测量时,授权赋能存在5个题项,价值共创意愿存在3个题项,如果删除上述题项,信度和效度则会有显著改善。由此,授权赋能量表删除“我的主管会严肃地指出我工作中的过错”“我的主管会因为我没完成工作目标而给以批评”“我的主管经常询问我的工作进展情况”“我的主管注重工作目标”“我的主管注重工作结果”5个题项,剩余19个题项;价值共创意愿量表删除“我会主动为顾客解决问题”、“为了维系与顾客的关系,我会适时调整”、“‘合作与让步’是维系良好客户关系的关键因素”3个题项,剩余6个题项。本研究各变量测量题项见表1。
选择创新服务型企业进行调研,通过个人关系向调研企业一线员工发放纸质问卷或电子问卷,数据收集时间为2020年8~10月,共计收回550份问卷,剔除无效问卷后,剩余有效问卷427份,有效问卷回收率77.64%。样本分布情况如表1所示。总体来说,样本符合本研究要求。
表1 样本分布情况
类别特征占比(%)类别特征占比(%)性别男性42.07工作年限1年以下7.93女性57.931-3年31.71年龄25岁以下23.173~5年26.2226~35岁42.685年以上34.1536~45岁28.05来源地陕西15.2445岁以上6.1广东14.63学历中专1.22上海11.59高中20.73黑龙江10.37大专29.27湖南7.93本科41.46贵州7.32研究生及以上7.32其它32.92
2.5.1 共同方法偏差
本研究的调查问卷由服务型企业员工个人填写,可能存在同源数据的共同方法偏差问题,因而选择Harman单因子进行检验。对所有变量测量题项进行主成分分析,旋转后的第一个公因子解释的方差比例为23.26%(小于 50%),说明研究结果不会受同源数据的显著影响。
2.5.2 信效度检验
本研究运用SPSS25.0和AMOS17.0对量表进行信度与效度检验。如表2所示,各变量Cronbach's α系数和CR值均高于0.7,高于0.6的可接受门槛,说明量表具有良好的内部一致性,信度较高。各变量的KMO值均大于0.6,巴特利球体检验的p值为0,说明从各题项内容可以提取出大部分题项信息。对量表整体进行KMO检验和巴特利球体检验,KMO值为0.898,大于0.6,巴特利球体检验的p值为0,表明问卷具有结构效度,可以进行因子分析。在此基础上,运用AMOS17.0进行验证性因子分析,如表2所示。各变量测量题项的因子载荷系数均大于0.5,且在p值为0的条件下具有统计显著性,说明量表具有聚合效度。表3变量相关系数表显示,所有变量的AVE 的平方根均大于其与其它变量的相关系数,表明度量具有区别效度[34]。因此,综合来看,本研究量表具有较好的信度和效度。
表2 量表信度与效度检验结果
变量测量题项因子载客Cronbach'sα系数KMOCR授权赋能我的主管很关心我的个人成长和职业生涯规划0.679***0.9210.9140.925我的主管经常给我提供培训和学习机会0.548***我的主管允许我工作中失误,使我能够从中学到东西0.620***我的主管会因为我工作任务完成出色而为我争取升职机会0.668***我的主管会因为我工作任务完成出色而为我争取加薪机会0.595***我的主管经常为我创造露脸和锻炼的机会0.641***我的主管会定期抽查我的工作是否在顺利地进行0.586***我的主管不干涉我职权范围的工作0.615***我的主管充分授权,让我全面负责我所承担的工作0.590***我的主管给我相应的权限,让我在工作中能自主决策0.648***我的主管为我设定工作目标,并要求我确保完成0.536***我的主管按时考核我的工作是否完成0.513***在工作中遇到问题时,我的主管积极倾听我的意见和建议0.614***在作决策时,我的主管尊重和重视我的建议0.653***我的主管经常创造机会使我能充分发表自己的意见0.634***涉及到我和我的工作时,我的主管做决策前会征求我的意见0.656***我的主管经常鼓励我,增强我的信心0.622***当我在工作中遇到困难,我的主管及时给以帮助0.656***我的主管对我的工作给以足够的支持0.664***行为控制与财务回报相比,我的公司更注重战略收益0.853***0.8770.7250.879我公司的管理层经常和员工们交流竞争者的信息0.812***我的公司强调创新的重要性,认为创新比短期财务回报重要0.857***结果控制我的公司设置很高的财务目标0.870***0.9210.850.922我的公司要求很高的产品销售收入0.859***我的公司对团队短期发展的要求很高0.838***我的公司对基于个人短期绩效的薪酬增长要求很高0.888***价值共创意愿我会积极与公司分享我的想法和意见,以帮助公司进一步改进其产品和服务0.576***0.7310.8030.733我会积极响应客户提出的问题0.610***我会与顾客进行积极的交流和沟通0.570***我会主动与顾客一起制定服务计划0.514***我对顾客坦诚相待0.501***对我来说,保持与顾客的关系很重要0.596***服务创新行为我会搜索新技术、新流程或新的产品创意0.576***0.7430.7970.743我会为公司提出新想法、新创意0.575***我会向他人宣传创意,会支持他人创意0.535***我会调查并努力落实实施新想法所需的资金0.586***我会为新想法的实施制定适当的计划和时间表0.525***我认为自己的行为经常是创新的0.628***
注:***表示p<0.001
表3 Pearson相关与AVE平方根值
123451授权赋能0.6202行为控制0.1570.8413结果控制-0.148-0.8850.8654价值共创意愿0.2770.127-0.0660.5625服务创新行为0.2530.156-0.1170.3180.571
注:对角线上为平均变异量抽取值的平方根;对角线下方为潜变量间相关系数
利用SPSS 25.0进行描述性统计和相关性分析(见表4)。从各变量均值看,调查对象所处公司对于一线员工授权赋能程度较高,员工表现出积极的价值共创意愿和服务创新行为,各公司采用行为控制机制多于结果控制机制。Pearson相关系数显示,授权赋能与行为控制、结果控制、价值共创意愿及服务创新行为间均具有显著相关关系,行为控制与结果控制具有显著相关关系,服务创新行为与行为控制、结果控制及价值共创意愿间均具有显著相关关系。本文将通过回归模型作进一步检验。
表4 各变量均值、标准差与相关系数
项目平均值标准差1234567891性别1.6160.48712年龄2.1410.75-0.250***13学历2.9480.849-0.201***0.159**14当前企业的工作年限2.7990.96-0.372***0.574***0.272***15授权赋能4.0310.551-0.0290.150**0.116*0.181***16行为控制4.0171.031-0.113*0.124*0.0220.0720.157**17结果控制2.0011.0340.112*-0.122*-0.031-0.078-0.148**-0.885***18价值共创意愿4.1030.533-0.0450.110*0.0560.137**0.277***0.127**-0.06619服务创新行为4.0980.551-0.0670.0850.185***0.131**0.253***0.156**-0.117*0.318***1
注:*表示p<0.05,**表示 p<0.01,***表示p<0.001,下同
本研究选用层次回归进行假设检验。主效应及中介效应各模型的方差膨胀因子(VIF)在1.045~1.710之间,调节效应各模型的方差膨胀因子(VIF)在1.069~4.646之间,VIF值均小于10,意味着不存在多重共线性问题,研究结果可靠。
3.2.1 主效应及中介效应检验
如表5模型1显示,授权赋能正向影响服务创新行为(β=0.227,p<0.001)。因此,H1得到验证。模型2显示,授权赋能正向影响价值共创意愿(β=0.251,p<0.001)。模型3显示,在加入价值共创意愿变量后,授权赋能对服务创新行为仍具有正向影响,但影响力有所降低(β=0.159,p<0.01)。根据温忠麟等[35]的研究成果,如果自变量分别对因变量和中介变量具有显著影响,加入中介变量后自变量对因变量的影响减小或消失,则表明自变量通过中介变量对因变量产生影响。本研究模型1、模型2和模型3满足上述条件,证明价值共创意愿在授权赋能与服务创新行为间起中介作用。因此,H2得到验证。模型2和模型3显示,授权赋能对价值共创意愿、价值共创意愿对服务创新行为、授权赋能对服务创新行为均具有正向影响(β=0.251,p<0.001;β=0.271,p<0.001;β=0.159,p<0.01)。可见,价值共创意愿在授权赋能对服务创新行为的影响过程中起部分中介作用,中介效应为0.251*0.271=0.068,效应占比为0.068/0.227=29.938%。
表5 主效应及中介效应检验结果
变量服务创新行为模型1价值共创意愿模型2服务创新行为模型3性别-0.017-0.003-0.017(-0.303)(-0.055)(-0.299)年龄-0.0020.021-0.007(-0.042)(0.518)(-0.185)学历0.093**0.0010.093**(2.937)(0.020)(3.036)当前企业的工作年限0.0270.0400.016(0.763)(1.179)(0.467)授权赋能0.227***0.251***0.159**(4.788)(5.439)(3.358)价值共创意愿0.271***(5.599)R20.0910.0850.154调整R20.080.0740.142F值8.408***7.825***12.737***
注:括号内为t值,下同
3.2.2 调节效应检验
为避免自变量与交互变量相关性过高产生共线性问题,本文对授权赋能、行为控制和结果控制进行中心化处理,进而生成授权赋能*行为控制、授权赋能*结果控制的交互变量。表6模型3显示,将授权赋能、行为控制、授权赋能与行为控制的交互变量全部放入回归方程后,授权赋能与行为控制的交互变量正向影响价值共创意愿(β=0.104,p<0.01),H3得到证实。表6模型6显示,将授权赋能、结果控制、授权赋能与结果控制的交互变量全部放入回归方程后,授权赋能与结果控制的交互变量负向影响价值共创意愿(β=-0.081,p<0.05),H4得到证实。
表6 调节效应(因变量:价值共创意愿)
变量行为控制调节效应模型1模型2模型3结果控制调节效应模型4模型5模型6性别-0.0030.0060.006-0.003-0.001-0.004(-0.055)(0.111)(0.111)(-0.055)(-0.018)(-0.063)年龄0.0210.0150.0050.0210.0200.015(0.518)(0.366)(0.131)(0.518)(0.484)(0.377)学历0.0010.002-0.0050.0010.001-0.006(0.020)(0.053)(-0.171)(0.020)(0.024)(-0.190)当前企业的工0.0400.0420.0500.0400.0400.045作年限(1.179)(1.246)(1.498)(1.179)(1.189)(1.322)授权赋能0.251***0.239***0.264***0.251***0.248***0.267***(5.439)(5.142)(5.646)(5.439)(5.330)(5.654)行为控制0.0420.056*(1.689)(2.242)授权赋能*行为控制0.104**(3.041)结果控制-0.009-0.019(-0.386)(-0.754)授权赋能*结果控制-0.081*(-2.158)R20.0850.0910.1110.0850.0850.095调整R20.0740.0780.0960.0740.0720.08F值7.825***7.025***7.461***7.825***6.532***6.313***△R20.0850.0060.020.08500.01△F值7.825***2.8529.250**7.825***0.1494.656*
为了更直观地揭示行为控制、结果控制对授权赋能与价值共创意愿关系的调节作用,本文分别在高于和低于平均值的一个标准差水平上绘制行为控制、结果控制授权赋能对价值共创意愿影响的斜率图,如图2所示。当行为控制水平高时,授权赋能对价值共创意愿的影响增强。具体斜率分析显示,当行为控制水平高于一个标准差时,授权赋能对价值共创意愿的影响回归斜率为0.372,p<0.001;当行为控制水平低于一个标准差时,授权赋能对价值共创意愿的影响回归斜率为0.157,p<0.01。如图3所示,当结果控制水平高时,授权赋能对价值共创意愿的影响减弱。具体斜率分析显示,当结果控制水平高于一个标准差时,授权赋能对价值共创意愿的影响回归斜率为0.183,p<0.01;当结果控制水平低于一个标准差时,授权赋能对价值共创意愿的回归斜率为0.351,p<0.001。
图2 行为控制在授权赋能与价值共创意愿关系中的调节作用
图3 结果控制在授权赋能与价值共创意愿关系中的调节作用
为了验证研究结论的可靠性,采用以下方法进行稳健性检验。
(1)改变服务创新行为、行为控制及结果控制3个变量的测量方法。对于服务创新行为,借鉴姚艳虹等[36]的研究成果,测量题项包括“工作中,能提供改进流程、服务或销售等方面的新想法”、“工作中,能采用新方法和新技术手段降低成本、提高效率或增加产出”、“能总结出可行的新工作方法、服务方式等”等6个题项。对于行为控制和结果控制,借鉴刘新民等[37]的研究成果,行为控制测量题项包括“公司内部共享有关竞争者战略的信息”“管理人员经常讨论竞争者的优势和战略”“管理层经常和员工交流竞争者的信息”3个题项,结果控制测量题项包括“公司追求财务目标的实现”“公司追求快速成长”“公司追求股东利益最大化”“公司追求短期竞争力”4个题项。上述3个量表的Cronbach's α系数均大于0.6,说明量表具有较好的信度。主效应及中介效应检验结果如表7所示。模型1显示,授权赋能正向影响服务创新行为(β=0.933,p<0.001)。模型2显示,授权赋能正向影响价值共创意愿(β=0.745,p<0.001)。模型3显示,在加入价值共创意愿变量后,授权赋能对服务创新行为仍具有正向影响,但影响力有所降低(β=0.645,p<0.001),表明价值共创意愿在授权赋能对服务创新行为的影响过程中起部分中介作用,效应占比为30.922%。调节效应检验结果如表8所示。模型3显示,授权赋能与行为控制的交互变量正向影响价值共创意愿(β=0.097,p<0.1)。模型6显示,授权赋能与结果控制的交互变量负向影响价值共创意愿(β=-0.134,p<0.1)。
表7 主效应及中介效应稳健性检验结果:替换变量
变量服务创新行为价值共创意愿服务创新行为模型1模型2模型3性别-0.002-0.0330.011(-0.037)(-0.596)(0.263)年龄0.010-0.0110.014(0.295)(-0.298)(0.482)学历0.0070.028-0.004(0.265)(0.930)(-0.178)当前企业的工作年限0.0170.0060.015(0.562)(0.154)(0.551)授权赋能0.933***0.745***0.645***(16.580)(11.229)(9.570)价值共创意愿0.387***(6.430)R20.6790.4980.746调整R20.6690.4820.736F值66.850***31.304***76.826***
表8 调节效应稳健性检验结果:替换变量
变量行为控制调节效应模型1模型2模型3结果控制调节效应模型4模型5模型6性别-0.033-0.017-0.006-0.033-0.027-0.020(-0.596)(-0.320)(-0.104)(-0.596)(-0.491)(-0.364)年龄-0.011-0.004-0.015-0.011-0.004-0.010(-0.298)(-0.105)(-0.391)(-0.298)(-0.107)(-0.255)学历0.0280.0210.0230.0280.0250.027(0.930)(0.733)(0.793)(0.930)(0.854)(0.905)当前企业的工作年限0.006-0.011-0.0050.006-0.0030.001(0.154)(-0.318)(-0.145)(0.154)(-0.093)(0.016)授权赋能0.745***0.706***0.726***0.745***0.731***0.745***(11.229)(10.628)(10.885)(11.229)(10.950)(11.198)行为控制0.066***0.079***(2.838)(3.293)授权赋能*行为控制0.097*(1.908)结果控制-0.047-0.057*(-1.550)(-1.867)授权赋能*结果控制-0.134*(-1.960)R20.4980.5220.5330.4980.5050.517调整R20.4820.5040.5120.4820.4860.495F值31.304***28.594***25.442***31.304***26.718***23.865***△R20.4980.0250.0110.4980.0080.012△F值31.30***8.056***3.640*31.304***2.4023.843*
(2)使用Bootstrap和分组回归方法再次进行检验。主效应及中介效应。参照Luqiong等[38]的研究成果,运用Process程序的Bootstrap进行检验,设定抽样次数5 000次,置信水平95%,结果如表9所示。价值共创意愿在授权赋能与服务创新行为间的中介作用检验结果系数区间的最低值为0.034,最高值为0.113,不包括数字0,说明价值共创意愿在授权赋能对服务创新行为影响过程中的中介作用显著。进一步,在控制价值共创意愿对服务创新行为的影响后,授权赋能对服务创新行为的影响依然显著(0.031,0.288),说明授权赋能直接影响服务创新行为,价值共创意愿在授权赋能对服务创新行为的影响过程中起部分中介作用。
表9 主效应及中介效应稳健性检验结果(Bootstrap检验)
中介路径中介效应置信区间直接效应置信区间检验结果授权赋能→价值共创意愿→服务创新行为(0.034,0.113)(0.031,0.288)部分中介
调节效应。参照伊力奇等[39]的研究成果,将行为控制和结果控制按照中位数分成高低两组,设为虚拟变量后进行分组回归,结果如表10所示。整体模型中,授权赋能显著正向影响价值共创意愿(β=0.251,p<0.001)。高行为控制组中授权赋能对价值共创意愿的影响相较整体模型更加显著(β=0.343,p<0.001),而低行为控制组中二者没有显著关系,表明行为控制在授权赋能与价值共创意愿关系间具有正向调节作用。低结果控制组中授权赋能对价值共创意愿的影响更加显著(β=0.306,p<0.001),而高结果控制组中二者没有显著关系,表明结果控制在授权赋能与价值共创意愿关系间具有负向调节作用。对高低行为控制和结果控制水平下的回归系数进行组间系数T检验发现,组间系数均具有统计学意义(0.002**,0.018*),进一步证实调节效应的存在。
表10 调节效应稳健性检验结果(分组回归)
变量整体低行为控制高行为控制低结果控制高结果控制常数2.938***3.312***2.743***2.727***3.886***(12.685)(7.223)(10.104)(10.946)(5.864)授权赋能0.251***0.0600.343***0.306***0.051(5.439)(0.741)(6.023)(5.936)(0.467)性别-0.0030.187-0.059-0.012-0.043(-0.055)(1.688)(-0.940)(-0.206)(-0.252)年龄0.021-0.0450.0200.067-0.248*(0.518)(-0.504)(0.440)(1.548)(-2.234)学历0.0010.025-0.029-0.0260.093(0.020)(0.351)(-0.878)(-0.820)(0.983)当前企业的工作年限0.0400.0470.0520.0350.084(1.179)(0.664)(1.378)(0.969)(0.860)R20.0850.0350.140.1190.112调整R20.074-0.0060.1260.1070.033F值7.825***0.8479.744***9.737***1.418组间系数p值0.002**0.018*
上述稳健性检验结果均与表5、表6一致,证实本文结果具有可靠性。
本文基于资源保存理论,以服务业为样本,探讨授权赋能对于服务创新行为的作用,以及价值共创意愿和内部控制机制的双重影响,得到主要结论如下:
(1)授权赋能可以促进服务创新行为。授权赋能可以给予服务业一线员工更多决策权,使其感到被组织重视而更愿意进行更加广泛的思考,进而产生服务创新行为。
(2)价值共创意愿在授权赋能和服务创新行为关系间起部分中介作用。授权赋能带来的资源促使服务业一线员工愿意与顾客深入交互并进行价值共创,而通过价值共创获得的异质性资源又会激发员工服务创新行为。
(3)行为控制正向调节授权赋能对价值共创意愿的影响,结果控制负向调节授权赋能对价值共创意愿的影响。价值共创强调资源交互过程,行为控制注重过程考核,在行为控制下员工更愿意通过授权赋能带来的资源积极参与价值共创;结果控制注重短期绩效目标,而通过资源交互实现价值共创并非易事,无法短期内快速提升员工绩效。因此,在结果控制下,即使授权赋能可以带来资源,也会降低员工参与价值共创的积极性。
本文提出并验证员工价值共创意愿在授权赋能与服务创新行为间的中介作用,丰富了授权赋能与员工创新行为作用机制研究,同时发现内部控制机制对授权赋能与员工价值共创意愿关系具有调节作用,拓展了授权赋能边界条件。本文管理启示如下:
(1)服务型企业应加强对一线员工的授权赋能。授权赋能既可以给予员工充分的权力,使其自主决策自己的工作,也可以给予员工培训、学习、锻炼等机会,使其不断提升自己。多种形式的授权赋能会让员工产生工作热情和工作主动性,激发其服务创新行为。
(2)服务型企业要注重增强员工价值共创意愿。吸引顾客参与价值共创已经达成共识,但价值共创是双方互动行为,服务业一线员工与顾客接触密切,价值共创质量取决于员工与顾客的交互程度。因此,服务型企业要注重增强员工价值共创意愿,进而获取并整合顾客资源,实现服务创新。
(3)为了增强员工价值共创意愿,服务型企业可考虑制定注重过程考核的内部控制机制。价值共创是主体间通过互动为彼此创造价值的过程,需要员工投入大量时间与精力,短期内可能不会有一个非常明确的结果。因此,注重过程考核的内部控制机制能够促使员工通过积极参与价值共创获得组织肯定与奖励,而注重财务绩效目标的内部控制机制可能导致员工仅关注短期目标,而不愿在价值共创方面有过多付出。
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