顾客参与对知识型员工创新意愿的影响

2022-06-30魏想明刘锐奇

湖北工业大学学报 2022年3期

魏想明，刘锐奇

(湖北工业大学经济与管理学院，湖北武汉 430068)

时至今日，市场竞争愈加激烈，客户更加活跃，消息更加灵通。消费者从原来的价值“毁灭者”，成为价值创造的积极参与者[1]。顾客可以通过提供信息、共同合作、参与决策制定等方式来参与价值创造[2]。因此，顾客参与及其价值产出结果越来越多地受到国内外学者关注。然而，当前对其研究主要还集中在营销领域[3]，较少将顾客参与和企业的服务创新联系起来，即从员工视角讨论顾客参与。

创新能够决定一家企业的生死。在多数企业中，知识型员工是推动企业不断创新、维持企业蓬勃发展的关键。而员工创新意愿作为企业创新在个体心理层面的表现，既可促进员工个人职业发展和提升员工工作绩效，也可提升企业的核心竞争力。

服务创新由客户判断，与客户的合作可以成为创新概念和想法的关键来源。基于此，本文将从顾客和员工互动为切入点，从员工视角出发，探讨顾客参与通过员工工作繁荣和组织支持对员工创新意愿的作用机制。

1 文献综述

1.1 顾客参与

随着商品主导逻辑向服务主导逻辑的改变，顾客得以更加积极地参与到价值创造的进程中[3]。国内外众多学者分别从不同角度对顾客参与问题进行研究，其中得到广泛认可的是从共创价值视角对顾客参与进行讨论。Payne[4]将顾客参与定义为企业和客户一起合作的行为；Fang[5]在此基础上认为顾客参与是客户以不同方式(主要包括顾客提供或分享信息、提出建议等)介入企业的产品开发中，并与企业的内部员工进行联合研发的行为。尽管目前学术界对于顾客参与的定义还未形成统一认识，但对其研究主要关注于两个方面的特点——双向性和参与性。双向性指服务过程中顾客和员工是互惠的，通过双方不断互动交流，从而实现彼此价值共创[6]。而顾客参与的另一个特点是参与性，顾客主动介入企业服务生产过程中，如客户就如何设计自身心仪产品提供直接诉求[3]，这给企业带来众多创新思想。

1.2 员工创新意愿

“创新”最早被熊彼特定义为研发新的产品、开发新的市场、采用新的方法、获得新的资源和新的企业组织形式。目前，对于创新研究主要分为个体创新和组织创新。组织创新灵感来源于个体创新，而企业新想法的推动实施最终需要靠员工实现[7]。Scott[7]提出创新主要由新想法产生和实现组成，创新意愿作为一种心理倾向正是个体创新的一种细化，对应创新中新想法的产生。胡婉丽[8]认为创新意愿是指员工对待创新的一种态度，并为这一行为付出的主观概率。

2 研究假设

2.1 顾客参与与员工创新意愿

顾客参与作为一种异质性的组织外部资源，能够有效提高员工工作动力。Chi[6]指出，顾客参与能使企业员工产生乐观情绪，并对工作绩效带来积极影响；辛本禄[9]以一线服务员工为调查对象，发现顾客参与通过信息共享、吸收能力的调节，有助于激发企业员工创新行为，而员工创新行为正是员工创新意愿的结果变量。

一方面顾客参与涉及顾客信息、知识等的输入，这些信息的充分流通能够充分扩展员工的信息面，从中发掘分析出可行的创新机会；另一方面，当顾客成为了与知识型员工并肩的价值共同创造者时，实现创新就成为顾客和员工共同愿景，进而促使双方相互协调并解决合作中的障碍，这种亲密的联系不仅使得顾客愿意贡献自己的知识、体力和精力，也会让知识型员工为了配合顾客而投入同样甚至更多资源到工作中，从而使得创新的效果更为凸显。基于此，提出假设

H1：顾客参与对员工创新意愿具有显著正向影响。

2.2 员工工作繁荣的中介作用

Robitschek[10]将员工工作繁荣定义为“员工为实现自我发展，在工作中有意识地进行自我贡献的一种积极心态”。Spreitzer[11]通过总结前人研究，把工作繁荣分为活力和学习两个维度，认为二者紧密相连，不可或缺。

Fang[5]等认为，企业在新产品的研发中，顾客参与能够给企业带来创新想法，而双向高频的顾企互动是满足顾客需求的有效途径，员工则在其中扮演着关键的媒介作用。一方面，员工能够充分展示自己的才能，感到胜任工作的重要性和自身工作价值，从而增强其活力。相反，缺乏与顾客互动，会使员工感到兴趣和注意力降低，从而无法获取信息和知识，产生工作疏离感。研究证实，工作的复杂性能够促进员工工作繁荣，而顾客参与能够使组织设计任务变得复杂。另一方面，员工投入了大量的精力和时间来实现与顾客互动的工作目标，工作中的挑战性会激发员工自豪感和自我价值感，提升员工对工作的积极心理认知，使其有兴趣思考如何做才能更好地实现他们的目标，从而通过发展学习能力和调动自身积极性来迎接工作，使自身成长得到进步。因此，顾客参与能够激发员工工作繁荣。

创新意愿是指“从问题中产生有用的解决方法或方案”[8]。研究表明，工作繁荣的员工具有充沛精力、热情和自主学习的特点，能够充分发展学习能力和调动自身积极性来迎接工作，从而表现出更多创新意愿。心理学研究认为，强烈的自主性和乐观积极的心态是战胜困难的必要条件。当员工体验到蓬勃发展的感觉时，可以充分认识到自身潜力、创新效能感得到加强。随着学习的深入，员工更有可能提出新的想法来解决问题，克服障碍后信心的增强又会激发其创新力。由此可见，高工作繁荣的员工能够充分发挥主观能动性，展现更多创新想法。基于此，提出假设

H2：员工工作繁荣在顾客参与与员工创新意愿之间起中介作用。

2.3 组织支持的调节作用

Eisenberger[12]等研究表明，当员工感受到来自于组织的物质和精神两方面支持时，会产生较高的工作绩效，继而将组织对其贡献和关心其利益的看法定义为组织支持感。已有研究表明，员工工作中的繁荣在一定程度上取决于员工工作活力，和他们在互动过程中对组织环境的认可。一般来说，组织为员工提供更好的工作条件和福利，使得员工直观感受到个体与组织间的高质量内部关系，员工群体内自我概念进而得到增强。正是这种对理想群体的认同感，满足了员工的自尊和归属感需求，从而带来工作活力和学习欲望；其次，组织支持感能够消除顾客参与所带来的员工工作压力，使得员工将具有挑战的工作转化为动力而非负担；最后，当员工在物质和精神方面被激励，从而体验到积极情绪时，他们的智力会得到增强，动力会得到补充，从而实现员工工作繁荣[11]。基于此，提出假设

H3：组织支持正向调节顾客参与与员工工作繁荣之间的关系。

结合H3的推导，提出有中介的调节效应模型，即在高的组织支持下，顾客参与能够实现员工工作繁荣，促使员工感受到积极的情绪，从而激发员工的创造力，形成对于问题解决新的构想。基于此本研究提出假设

H4：组织支持在顾客参与通过员工工作繁荣影响员工创新意愿的路径中，发挥调节作用，即组织支持程度越高，员工工作繁荣的中介效应越强。

综合以上推论，本文建立如图1所示的理论模型。

图 1 理论模型

3 研究设计

3.1 研究样本

本文主要向知识密集型企业的一线员工发布网络调查问卷，填写问卷人员主要分布于武汉、北京、长沙和深圳等城市。问卷发放时间为2021年3月至4月。共发放500份问卷，回收398份。

3.2 变量测量

本研究共涉及4个变量，分别为顾客参与、组织支持、员工工作繁荣和员工创新意愿。为确保测量工具具有良好信效度，所有变量均借鉴国内外多次使用的成熟量表。

其中顾客参与测量借鉴Yoon[13]等开发的测量工具。该量表为单一维度量表，包括“我的顾客详细解释他们需要什么”等6个测量题项，该量表Cronbach'sα为0.884；员工创新意愿量表借鉴Ajzen[14]等人的研究，共计三个测量题项，包括“采取新的构想解决问题是有利的”，该量表Cronbach'sα为0.828；组织支持测量借鉴EisenbergerR[12]等开发的测量工具，设计“在工作中会受到主管的支持程度”等5个测量题项，该量表Cronbach'sα为0.89；员工工作繁荣使用Porath[15]等开发的测量工具。从学习和活力两个维度来测量员工个体工作繁荣,包括“我经常学习”“我感觉生机勃勃”等8个测量题项，该量表Cronbach'sα为0.89。综上可知，所有变量的Cronbach'sα值均大0.7，说明测量量表均具有较好的信度。

本研究的问卷设计均采用Likert五点评分法，评分从“1分”至“5分”分别表示“完全不符合”至“完全符合”。借鉴以往学者的研究，将性别、年龄、学历作为控制变量[10]。

4 研究结果

4.1 验证性因素分析与共同方法偏差检验

通过AMOS 24.0软件进行验证性因子分析，检验顾客参与、员工创新意愿、员工工作繁荣和组织支持四者的区分效度。如表1所示，四因子模型TLI与CFI的值均高于0.9，RMSEA的值小于0.08，且χ2/df小于3，符合检验标准且模型拟合结果明显优于其他模型，说明各变量间区分效度比较明显，该模型拟合程度较好。

表1 验证性因子分析结果(N=398)

4.2 描述性统计与相关性分析

各变量之间的Pearson相关系数及其平均值、标准差如表2所示。

表2 变量相关系数矩阵 (N=398)

4.3 假设检验

4.3.1主效应及中介效应检验为检验顾客参与的主效应，构建以员工创新意愿为因变量的回归模型1和模型2。模型1只包括员工性别、年龄和学历 3个控制变量，而在模型1的基础上增加了顾客参与的自变量构建了模型2后，解释力得到明显提升，增加至19%，F值为24.296；自变量顾客参与对创业意愿的标准化回归系数为0.445(p<0.05)，说明顾客参与对创业意愿有显著的正向影响作用，故假设H1成立。

为了验证员工工作繁荣在模型中的中介作用，在控制变量的基础上加入员工工作繁荣构建了模型3，模型2中自变量顾客参与对创新意愿有显著的正向影响作用(β=0.445，p<0.05)；模型3中中介变量员工工作繁荣对创新意愿的回归系数为0.388(p<0.05)，且模型2的R2是0.199，模型3的R2是0.306，具有显著提高。故员工工作繁荣在顾客参与和创新意愿之间具有明显的中介作用，假设H2成立；介变量和自变量同时存在模型3中，且自变量依然显著影响因变量，可以认定为部分中介。

表3 主效应及中介效应模型研究结果

4.3.2调节效应检验如表4所示，模型1以控制变量为自变量，模型2以顾客参与为自变量，组织支持为调节变量，员工工作繁荣为因变量建立多元回归模型；模型3以顾客参与和组织支持的交互项为自变量，员工工作繁荣为因变量建立多元回归模型。模型2中自变量顾客参与对员工工作繁荣有显著的正向影响作用(β=0.451，p<0.05)；模型3中自变量与调节变量的交互项的回归系数为0.134(p<0.05)，说明交互项对员工工作繁荣有显著的正向影响作用；模型2的R2是0.337，模型3的R2是0.352，有明显提高，说明模型解释度增强。故证明调节变量组织支持在顾客参与和员工工作繁荣之间起到显著正向调节效应，故假设H3成立。

表4 调节效应模型检验结果

为进一步验证顾客参与与组织支持的交互作用，将组织支持的均值正负一个标准差得到的值分为高组织支持和低组织支持组，并绘制图2，可以发现在不同的组织水平下顾客参与对员工工作繁荣存在不同的斜率。当员工工作繁荣具有高组织支持时，直线的斜率比低组织支持的更大，说明顾客参与对员工工作繁荣的正向影响更强，更进一步验证了组织支持的提高有助于顾客参与对员工工作繁荣的促进作用。故假设H3成立。

图 2 组织支持的调节作用

4.3.3有中介的调节效应检验本文采用SPSS软件中PROCESS插件的模型7，Bootstrap样本量设定为5000，置信区间设定为 95%，结果如表5所示。

表5 有中介的调节效应检验

当组织支持程度较低时，95%置信区间包含0，说明员工工作繁荣的中介作用在低组织支持时不显著，而在组织支持程度较高时，95%置信区间为[0.452，0.688]不包含0，此时员工工作繁荣的中介效应显著；模型3数据得出顾客参与和组织支持交互显著影响员工工作繁荣(β=0.134，p<0.05)，表明有中介的调节模型成立，即顾客参与→员工工作繁荣→员工创新意愿的前半段路径受组织支持调节，故假设H4成立。