顾客授权行为对员工服务主动性的影响和作用机制研究

郭功星 田 建 程 豹 周 昆

(1.汕头大学商学院; 2.西南财经大学工商管理学院; 3.大连理工大学经济管理学院)

1 研究背景

伴随服务业的快速发展,与顾客的人际互动逐渐成为一线服务员工工作日常的主要内容,并对员工服务表现起着重要作用[1,2]。在高频率的顾客互动过程中,员工服务主动性成为展现其服务态度、为顾客提供高质量服务的关键,不仅影响顾客的服务质量感知,还对服务型企业的可持续发展具有重要意义[3～6]。尽管现有研究已经从多个视角探讨了可能对员工服务主动性产生影响的前置因素(如职场排斥[4,7]、资质过剩感知[3]、家庭不文明行为[8,9]、公仆型领导[10]、剥削性领导[11]以及组织中的道德工作氛围[12]等),但这些研究尚未从员工与顾客的人际互动视角出发,探究在服务场景中日趋普遍的顾客授权行为是否以及如何影响员工服务主动性。

在服务接触中,顾客授权行为是一种积极的、良性的员工与顾客的人际互动,意为顾客基于对一线服务员工的信任和青睐而产生的将原本属于自身的消费决策权向员工进行转移和让渡的行为[13,14]。这一概念自提出以来,受到了学界的关注,但依然存在诸多不足之处:①作为基于服务场景衍生出来的新概念,现有研究忽视了顾客授权行为对员工服务主动性的可能影响。与顾客授权行为类似,员工服务主动性也是专门适用于服务业情境的较新概念[3,8,10,11],与具有一定应激性特征的组织公民行为不同,员工服务主动性具有长期性的典型特征[7,15],对服务型企业赢得顾客价值、实现可持续发展至关重要[16]。由此,非常有必要深入探索顾客授权行为是否影响员工服务主动性。②现有研究未能就顾客授权行为对员工服务主动性的作用机制和作用边界进行有益探索。虽然前述现有成果已经初步就顾客授权行为对员工的心理与行为反应的作用过程和边界条件进行了刻画,但对于顾客授权行为如何以及何时影响员工服务主动性还没有深入研究。③在研究范式上,现有关于顾客授权行为的研究成果通常采取单一的问卷调查法开展研究,尽管也能够佐证研究假设,但这可能出现研究测量与真实情况之间存在差异的问题,且单一研究方法无法在数据检验中进行交叉验证,对研究结论的支撑有进一步完善的空间。

基于此,本研究聚焦于顾客授权行为这一较新概念,以资源保存理论为框架,深入探讨顾客授权行为对一线员工服务主动性的影响机制和作用边界。资源保存理论认为,由于个体的资源总量是有限的,因此,人们具有保护现有资源并尽力获取更多新资源的动机[17],如果人们要参与本职工作以外的活动,就需要积极拓宽外部资源渠道[18]。对于一线服务员工而言,与其具有高度互动性的顾客就是其获取外部有价资源的重要来源[17,19]。顾客授权行为作为一种良性的人际互动,可以从外部为员工带来持续的资源补充,增强其对从事特定工作或履行某一角色所能获得资源支持的预期[20,21],由此提升其心理可得性[22～24]。伴随心理可得性的增强,一线服务员工更有意愿从事一些本职工作以外的活动,因而会提升其面向顾客的服务主动性[16,25]。

此外,尽管顾客授权行为赋予一线服务员工更为灵活、自主的工作氛围[26,27],可以为员工获取外部有价资源创造良好条件,但员工在多大程度上愿意借此机会来充溢自身的资源总量,提升心理可得性,进而增强服务主动性,却是因员工的不同个体特质而异的。其中,员工的权力需要——个体希望影响和改变他人的倾向[28,29]——就可能对顾客授权行为影响员工心理可得性及其面向顾客的服务主动性产生调节效应。具有较高权力需要的一线服务员工往往具有更强的对顾客施加影响力的意愿[30],更倾向于将在服务接触中感知到的顾客授权行为视为一种满足自身权力需要的契机,因而更有可能积极提升自身的心理可得性[24],并进一步增强服务主动性。相反,具有较低权力需要的员工则没有意愿对顾客施加影响力,因而对于顾客授权行为并不敏感,不会因为感知到顾客授权行为就显著提升其心理可得性,并增强服务主动性。

基于此,从资源视角出发,本研究分别引入心理可得性和权力需要作为中介和调节变量,依次探讨顾客授权行为是如何以及何时影响员工心理可得性及其服务主动性的,以深化人们对顾客授权行为可能对一线服务员工产生何种影响的认识和理解。本研究的理论框架见图1。

图1 理论框架

2 研究假设

2.1 顾客授权行为

顾客授权行为是从授权研究领域衍生出来的一个新概念,是对传统的组织(或领导)对内部员工授权(如“授权型领导”等)与组织对外部顾客授权(如“顾客心理授权”等)的有益补充和新的探索[13],用于表述服务业情境下顾客在服务接触中向一线服务员工进行的权力让渡行为[14,26]。这一行为在当前服务业蓬勃发展的背景下已是屡见不鲜。基于现有研究成果,本研究认为顾客授权行为具有以下特征。

(1)顾客授权行为是自愿行为对于服务型企业而言,顾客是企业收入的主要来源,是企业一线服务员工需要提供服务的对象,也是决定一线服务员工绩效表现的关键评价主体,在权力的比较中处于优势方[13]。由此,是否对一线服务员工授权以及如何向一线服务员工进行授权,决定权都是在顾客方。这就意味着,发生在服务场景中的顾客授权行为,是由权力优势方(即顾客)出于自愿,向权力弱势方(即一线服务员工)进行权力转移的行为。

(2)顾客授权行为体现出顾客对员工的信任在服务接触中,与顾客相比,一线服务员工往往具有更加熟悉的场景体验、更为丰富的从业经验以及更加全面的专业知识[14],因而更加容易获得顾客的信任和青睐。在决定服务内容及服务提供方式的过程中,顾客往往基于前述原因而对一线服务员工产生信任并进行授权,让员工参与甚至全权决定服务内容和服务传递方式。由此,可以认为顾客授权行为产生的前提是顾客对员工产生了信任。

(3)顾客授权行为蕴含了顾客对员工提供优质服务的期许顾客授权行为之所以产生,往往是基于顾客认为服务员工比自己更熟悉、更专业,因此,顾客在向员工授权的同时,也隐含了能够获得令自己满意的服务结果的预期。尽管这种预期通常是隐性的,但也是可以被员工所感知和理解的,因而会激励员工更加积极地展现自我[19],尽可能为顾客提供优质服务,满足顾客的服务预期。

(4)顾客授权行为是员工获取外部资源的有效渠道,将对员工的行为表现产生重要影响这种由顾客向一线服务员工的权力转移,为员工创造了一个相对宽松、自由的服务氛围[27],可以让员工藉此获取多种有价资源,增强个体的资源存量[19,26],进而为员工实施多种服务行为(如服务主动性等)、满足顾客预期打下扎实的资源基础。

2.2 顾客授权行为与员工服务主动性

员工服务主动性是指在服务场景中由一线服务员工发起的、面向顾客的主动性服务行为[10,11,16,25]。不同学者对这一概念有不同的表述方式,有的研究将其直译为“顾客服务主动性行为”[3,4],也有的学者将其简化为“服务主动性”[8]。本研究遵循后者的表述方式,以使行文表述更加精炼。员工服务主动性是一种未在员工基本绩效考核要求范畴内的角色外行为[25],具有自发性、前瞻性和长期性等特点[7,15],是专门适用于服务业情境的一个较新概念[8]。这一行为主要体现在服务接触中,员工主动改进服务流程,预测未来可能出现的问题并提前准备解决方案,并能够在工作中一以贯之坚持下去[12]。

本研究认为,在服务接触中由顾客所实施的授权行为,将从客观和主观两方面对一线服务员工服务主动性起到促进作用。在客观上,顾客授权行为是顾客对员工进行服务决策的放权,可以给员工自主决策创造良好的条件和不受干预的氛围[26,27],使其在一定程度不用“按章办事”,这是员工能够在服务传递过程中实施超越本职工作要求的“角色外”行为的必要客观条件[3]。在主观上,顾客授权行为既体现出顾客对员工业务能力的信任[14,19],也蕴含了顾客对员工提供高质量服务的期许。一方面,顾客的信任可以激励员工展现出更好的服务表现[13],促使其更为周全地考虑顾客需求,并更加主动地为顾客提供优质服务,进而产生更多的“角色外”服务行为;另一方面,顾客的期许则让员工有了比较明确的结果锚定,使其围绕顾客期待的结果来优化服务流程、改进服务提供方式,给顾客提供满意的服务,促使员工更加自觉地提升服务主动性。由此,提出以下假设:

假设1顾客授权行为会显著提升员工服务主动性。

2.3 心理可得性的中介作用

心理可得性是指个体对自身所拥有的包括生理资源、情绪资源和认知资源等在内的、能够用于完成特定任务的各种有价资源的主观感知[22～24]。由于这一概念涉及到个体对其自身是否具备履行某一角色所需资源的主观感知,因而往往与个体在完成特定任务或履行某一角色时遇到的纷扰有关[24,31]。由于人们所拥有的资源总量是有限的[32,33],因此,在处理某一事件过程中遇到的纷扰比较多时,他们就需要用更多的有价资源来应对这些干扰因素,这会导致其用于特定工作(或角色)的有价资源减少,此时心理可得性的水平就会降低[24]。

资源保存理论认为,人们有保护现有资源并尽力获取更多新资源的动机[17]。由于顾客服务是一项持续性工作[2,8],需要员工在较长时间内保持充沛的生理资源(如完成任务所需的力量、耐力和灵活性等)、情绪资源(如传递服务所需的精神状态和良好心情等)和认知资源(如执行工作所需的知识、技能和经验等)[21]。这就要求员工在尽可能保留现有资源的同时,尽可能从外部拓宽资源来源渠道,对服务工作造成的资源损耗进行补充,以保持资源总量的相对稳定[32]。

在服务接触中,与顾客的人际互动是一线服务员工的主要工作场景[2],这就使得顾客成为员工获取外部资源补充的重要渠道来源[17,19]。顾客授权行为体现出顾客对员工的信任、青睐和认可,可以减少员工在工作中的纷扰,减缓对现有资源的损耗,并从外部为员工带来持续的资源补充,增强其心理可得性。首先,从生理资源的角度而言,顾客授权行为赋予一线服务员工在服务传递过程中的工作自主权,使其可以自主决定服务内容和服务提供方式,这在很大程度上节约其生理资源的损耗,利于保持生理资源的持续性。其次,从情绪资源的角度而言,顾客授权行为传递了顾客信任的信号,这种信任关系的建立可以对员工起到激励作用[14],促使其保持良好的精神状态,充盈其情绪资源[26]。最后,从认知资源的角度而言,顾客授权行为可以为一线服务员工创造宽松、自由的工作条件[27],这给员工在工作中学习和成长提供了重要条件[13],有利于员工积累知识和工作经验,不断提升自身工作技能,增强其认知资源。由此,提出以下假设:

假设2顾客授权行为对员工心理可得性具有显著正向影响。

心理可得性体现出个体对从事特定工作所能获得资源支持的预期[20,21,23],是促使其产生自发性参与行为的重要动因[31]。由于服务主动性是面向顾客的角色外行为,并未受到组织考核与奖惩系统的明确要求[4,9],需要员工额外投入有价资源才能得以完成[11,25],因此,并非所有员工都愿意参与其中[3]。只有当员工相信自身具有充裕的资源时,他们才有动力实施面向顾客的主动性服务行为[8,34]。当一线员工在服务接触中感知到顾客授权行为时,他们的心理可得性将得到增强,进而提升其服务主动性[15]。当员工的心理可得性增强时,他们将对自身完成特定工作所需的生理、情绪和认知资源等保持乐观的预期[21]。这种资源充裕的心理感知将使员工有精力(生理资源)、有心情(情绪资源)、有能力(认知资源)从事一些本职工作之外的自发性行为,最大可能让自己表现出优越的服务绩效,以获得来自顾客和来自组织的进一步认可。鉴于此,伴随员工的心理可得性的增强,其服务主动性也会随之提升。由此,提出以下假设:

假设3心理可得性对员工服务主动性具有显著正向影响。

综上所述,根据资源保存理论[17,33],对于一线服务员工而言,在服务接触中所感知到的顾客授权行为,将为其提供包括生理、情绪和认知资源等在内的多种有价资源,提升其心理可得性,并进一步激励其从事具有一些非本职工作要求的、具有一定自发性的工作。由此,提出以下假设:

假设4心理可得性在顾客授权行为与员工服务主动性之间起中介作用。

2.4 权力需要的调节作用

权力需要作为一种人格特质,意为个体希望自己可以影响甚至改变他人或事件,从而让自己的生活有所不同的主观意愿,反映出人们期望获取权力的动机[28,29]。对于一线服务员工而言,高权力需要就意味着员工希望在服务传递过程中拥有更强的“话语权”,他们更加乐意向顾客施加自己的影响力,借此改变甚至“掌控”顾客的消费决策;反之,低权力需要的员工则不寻求在与顾客互动过程中的“话语权”,也不希望通过对顾客施加影响力来实现自身目标[29,30]。

根据资源保存理论[17],在发生顾客授权行为的服务场景中,一线服务员工可以从外部获取持续性的生理、情绪和认知等有价资源。但一线服务员工在多大程度上愿意借此机会来充溢自身的资源总量,以提升自己的心理可得性,进而增强其服务主动性,是取决于员工自身的权力需要这一特质的[28]。对于高权力需要的一线服务员工而言,他们具有更强的对顾客施加影响力的意愿,更希望在服务传递过程中“掌控”顾客的消费决策[30],因而倾向于将感知到的顾客授权行为视为一种满足自身权力需要的契机,会把顾客授权行为所产生的自主决策空间视为展现自身“话语权”的机会,会对顾客授权行为的感知更为敏感,更愿意藉此提升自身工作灵活性(如增加生理资源等)、保持积极情绪状态(如增加情绪资源等)和增强在工作中学习的动力(如增加认知资源等),进而会更大程度地提升自身心理可得性[24]。与之相对地,低权力需要的一线服务员工由于没有意愿对顾客施加影响力,也不寻求通过影响和改变顾客的消费决策来获得生活意义[29],因而对于顾客授权行为并不敏感,其心理可得性的提升程度亦较低。由此,提出以下假设:

假设5权力需要对顾客授权行为与员工心理可得性的作用关系具有调节作用:当员工的权力需要水平较高时,顾客授权行为对员工心理可得性的正向作用会被增强。

基于前述,顾客授权行为对员工心理可得性的正面作用会进一步增强员工服务主动性,因此,可以推断,对于高权力需要的一线服务员工而言,当他们感知到顾客授权行为时,更愿意将其视为补充有价资源、增强自身影响力的契机,因而会显著提升自己的心理可得性,进而增强其服务主动性;而对于低权力需要的一线服务员工而言,由于他们无意向顾客施加自身影响力,因而不会因为顾客授权行为而显著提升自身的心理可得性,也不会因此进一步增强自身的服务主动性。这一作用关系可以进一步表现为有调节的中介效应。由此,提出以下假设:

假设6权力需要调节心理可得性在顾客授权行为与员工服务主动性之间所起的中介作用:当员工的权力需要水平较高时,顾客授权行为通过员工心理可得性对其服务主动性的间接作用会被增强。

3 研究1:问卷研究

3.1 样本与数据收集

本研究的研究样本来自中国广东省的20家酒店的一线服务员工及其直属上级。首先,课题组联系了20家愿意配合数据收集酒店的人力资源部经理,获取了一线服务员工及其直属领导的名单;然后,课题组根据名单联系到每位员工及其直属领导,将问卷发放给他们,要求他们在问卷上填写自己的工号,完成调研后将问卷放置在一个密封的信封中。

本研究采用时间滞后的数据收集方法。具体阐述如下:①第一阶段,由一线服务员工填写人口统计学信息,并对感知到的顾客授权行为,以及他们自身的权力需要进行评价,共发放754份问卷,收回有效问卷564份;②第二阶段(第一阶段完成一个月后),向第一阶段完成有效问卷的564名员工发放问卷,由他们评价自身的心理可得性,回收有效问卷398份;③第三阶段(第二阶段完成一个月后),向第二阶段完成有效问卷的398名员工的直属上级发放问卷,评价员工服务主动性。最终回收有效问卷240份。在有效样本中,性别方面,女性占60.4%、男性占39.6%;在年龄方面,18～24岁占19.6%、25～29岁占37.9%,30～34岁占12.9%、35～39岁占12.9%、40岁及以上占16.7%;在学历方面,中专、高中及以下占63.7%、大学专科占25%、本科及以上占11.3%;在工作任期方面,工龄低于3年的占71.7%的员工。

3.2 变量测量

本研究所用量表均来自国外顶级期刊发表的成熟量表,并严格按照“翻译-回译”程序形成了中文量表。所有量表均采用Likert 5点形式,1～5表示从“很不符合”到“非常符合”。

(1)顾客授权行为该变量的测量采用DONG等[14]开发的量表,共8个题项,如“顾客相信我能够应对各种困难的任务”。本研究中,该量表的Cronbach’sα值为0.90。

(2)心理可得性该变量的测量采用MAY等[31]开发的量表,共5个题项,如“我对自己处理工作中出现的问题的能力充满信心”。本研究中,该量表的Cronbach’sα值为0.87。

(3)权力需要该变量的测量采用STEERS等[35]开发的量表,共5个题项,如“我发现自己在组织和指导他人的活动”。本研究中,该量表的Cronbach’sα值为0.83。

(4)员工服务主动性该变量的测量采用RANK等[25]开发的量表,共7个题项,如“该员工能够主动预测顾客的需求,并积极开发应对措施”。本研究中,该量表的Cronbach’s 值α为0.90。

(5)控制变量根据以往研究结果,本研究选取员工的性别、年龄、学历和工龄作为控制变量[13],以排除对研究结果可能造成的影响。

3.3 效度检验

本研究中,有关验证性因子分析结果见表1。由表1可知,相比于其他几个模型,四因子模型的拟合优度最好,这表明4个核心变量之间存在较好的区分效度。根据每个题项的因子载荷,本研究计算了这4个变量的AVE和CR值,均超过了0.5和0.8,说明聚合效度良好。AVE的算术平方根均大于各变量的相关系数,则进一步说明区分效度良好。Harman单因子检验结果显示,第一因子方差解释率为25.54%,远低于50%,说明共同方法偏差问题并不严重。

表1 验证性因子分析结果(N=240)

3.4 描述性统计分析

本研究中,各变量的均值、标准差、信度及其之间的相关系数见表2。由表2可知,各相关系数值符合进一步进行假设检验的条件。

表2 各变量的均值、标准差及相关系数(N=240)

3.5 假设检验

本研究采用层级回归分析来检验研究假设,有关结果见表3。表3中:由模型6可知,顾客授权行为对员工服务主动性产生显著的正向影响(β=0.26,p<0.01),因此,假设1得到支持;由模型2可知,顾客授权行为对员工心理可得性具有显著的正向影响(β=0.29,p<0.01),因此,假设2得到支持;由模型7可知,心理可得性对员工服务主动性具有显著的正向影响(β=0.28,p<0.01),因此,假设3得到支持。进一步,在表3中模型6的基础上,加入员工心理可得性,构建模型8,结果显示心理可得性仍然对员工服务主动性具有显著的正向影响(β=0.22,p<0.01);同时,由模型8还可知,顾客授权行为对员工服务主动性的影响效应有所减弱(β=0.20,p<0.01),但仍然显著,说明心理可得性在顾客授权行为与员工服务主动性的作用关系中起到部分中介作用,因此,假设4得到部分支持。此外,本研究利用PROCESS插件对这一间接效应进行检验,结果显示间接效应值依然显著(β=0.08,95%CI[0.02,0.14])。由此,假设4得到进一步支持。

表3 层级回归结果(N=240)

本研究中,有关层级回归结果见表3中的模型4。由模型4可知,交乘项对心理可得性的效应值显著(β=0.26,p<0.01),因此,假设5得到支持。此外,本研究还进行了简单斜率分析,依据权力需要均值加减一个标准差绘制了交互效应图(见图2)。由图2可知,当员工的权力需要较高时,顾客授权行为对心理可得性的正向影响显著(β=0.32,p<0.01);而当员工权力需要较低时,顾客授权行为对心理可得性不会产生正向影响(β=-0.08,n.s.)。由此,假设5得到进一步支持。

图2 权力需要的交互效应图

本研究中,有调节的中介效应检验结果见表4。由表4可知,当员工权力需要高时,顾客授权行为通过心理可得性对员工服务主动性的间接效应正向显著(β=0.11,95%CI= [0.02,0.22]),而当员工权力需要低时,该间接效应为负向不显著(β=-0.03,95%CI=[-0.10,0.02]),且这两个效应之间存在显著差异(Δβ=0.13,95%CI=[0.03,0.26])。由此,假设6得到支持。由表4中的第一阶段结果还可以发现,顾客授权行为对心理可得性影响的组间差异显著(β=0.66,95%CI=[0.39,1.04]),这进一步对假设5提供了支持。

表4 有调节的中介效应检验(N=240)

4 研究2:实验研究A

尽管问卷调研数据已经初步验证了研究假设,但这一方法是基于研究者事先设定的测量题项来获取被试的评价,这可能存在测量内容与现实情况并不一致的情况,进而导致研究结论出现偏差[36]。为此,本研究进一步采取实验研究范式来对研究假设进行验证,以增强内部效度及结论的稳健性。

4.1 实验材料形成过程

首先,依据DONG等[14]和郭功星等[26]关于顾客授权的定义与特征,开发了顾客拍摄婚纱照的顾客授权行为场景(分为高低两组);其次,邀请了领域内的学者和博士研究生各3位来仔细审阅材料,并根据反馈意见对情境材料进行修改完善;最后,为了确保这些场景与实际工作情况一致,进一步咨询了一家婚纱店的5名服务员工,对场景中描述的事件是否真实、常见且具有代表性进行评估,并对材料内容再次进行修改,最终形成了顾客授权行为高低两组情境操控材料。

4.2 前测

在正式实验前,对开发的场景是否能够有效操控顾客授权行为进行了前测。通过Credamo平台招募了100名被试(70名女性,Mage=31.52,SD=10.20),采用单因素两水平组间实验设计,被试被随机分配到高授权情境组与低授权情境组。所有被试被要求回答以下问题:在拍婚纱照的情境中,顾客给你的授权感受程度如何?(采用Likert 7级量表,1～7表示从“ 完全没有感到授权”到“ 完全感到授权”)。有关结果表明,高授权组的被试感知到的授权 (M=6.02,SD=0.74) 显著高于低授权的被试 (M=3.50,SD=1.27;t(98)=12.15,p<0.001),验证了授权情境操控材料的有效性。

4.3 实验样本

通过Credamo平台招募200位(119名女性,Mage=32.15,SD=7.92)来自不同企业的全职员工参与实验。本次实验采用2(顾客授权行为:高 vs. 低)×2(权力需要:强 vs. 弱)组间实验设计,被试将被随机分配到4个组之中。除操控检验,在后续的分析中,本研究都将被试的年龄、性别、学历及工作年限作为控制变量。

4.4 实验过程

首先,本研究对被试的授权感知进行操控。在高授权组(低授权组),被试将阅读以下材料:一对想要拍婚纱照的年轻夫妻顾客光临你工作的婚纱店。你礼貌地询问他们对婚纱风格以及对服装和道具的要求。在高授权组,这对顾客向你表示,他们想了解当下有哪些最流行的风格,请你帮忙挑选适合他们的风格,并表示非常相信婚纱店的专业性。在低授权组,这对顾客告知,他们喜欢亲近大自然,偏向清新自然风的婚纱照风格,并希望能按照森系风婚纱照的风格进行拍摄。

然后,本研究进行被试权力需要的操控,操纵方式与顾客授权行为的操纵方法一致。在强权力需要组,继续要求被试阅读以下材料:近期,你所在的部门准备开展一次团建活动,正在向大家征求活动方案。你对此非常看重,认为这是一次难得展现自己的机会,为此精心策划了一份活动方案。在该方案中,你对活动的流程和内容都进行了全面规划和细致安排,对每一位同事需要扮演的角色和承担的事项也进行了详细说明,可谓面面俱到、一应俱全。对此你感到很是满意,认为肯定能够获得同事认可,主管也很大可能会采纳自己的方案。

在弱权力需要组,被试阅读以下材料:近期你所在的部门准备开展一次团建活动,正在向大家征求活动方案。你对此并不十分上心,认为会有很多同事进行方案提交,自己是否参与并不重要,届时去参加活动就好了,而且就算自己策划了方案,也未必能获得同事认可,主管也可能不会采纳。

接下来,被试被要求汇报服务主动性(α=0.96)及心理可得性(α=0.94)。服务主动性与心理可得性的测量题项与研究1保持一致。随后,对被试感知授权(在拍婚纱照的情境中,顾客给你的授权感受程度如何?)以及权力需要进行操控性检验(在提交方案的情境中,你对权力的需要程度如何?),所有测量题项均采用Likert 7级量表。最后,完成被试的人口统计学变量相关题项。

4.5 实验结果

4.5.1操控性检验

4.5.2假设检验

图3 心理可得性交互效应图

(4)有调节的中介效应检验本研究采用Process插件工具进行检验。有关模型分析结果表明,有调节的中介效应显著 (β=0.98,SE=0.32,95%CI=[0.37, 1.62])。进一步分析发现,在强权力需要的条件下,心理可得性间接效应显著 (β=0.82,SE=0.17,95%CI=[0.50, 1.16]),而在弱权力需要条件下,心理可得性间接效应不显著 (β=-0.16,SE=0.26, 95%CI=[-0.68, 0.35]),有关分析结果见图4。由此,假设6得到支持。

注:***表示p<0.001;a表示间接效应显著。图4 有调节的中介系数模型图

5 研究3:实验研究B

5.1 实验样本

尽管前文中的研究1和研究2已对研究假设进行了初步验证,但尚存在两个问题需要解决:①权力需要的情境和授权的情境差异过大,被试在填写服务主动性的时候可能会产生混淆;②顾客授权行为的发生,可能让员工因承担顾客的授权任务而耗费更多精力,这对员工来说可能是一种“损耗”,因此,需要排除精力损耗这一可替代性解释。为此,本研究将开展研究3,将权力需要的情境设定与顾客授权情境保持一致(即拍婚纱照情境),并排除精力损耗可替代性解释,进一步检验本研究结论的稳健性。通过Credamo平台招募200位(137名女性,Mage=31.86,SD=9.87)来自不同企业的全职员工参与实验。本次实验采用2(顾客授权行为:高 vs. 低)×2(权力需要:强 vs.弱)组间实验设计,被试将被随机分配到4个组之中。除操控检验外,在后续的分析中,本研究将被试的年龄、性别、学历、工作年限及精力损耗作为控制变量。

5.2 实验过程

首先,本研究对被试的授权感知进行操控,有关内容和实际操控与实验研究A一致 。然后,本研究对权力需要进行操控,强权力需要操控如下:今天你接待了一对想要拍婚纱照的年轻夫妻顾客。你礼貌地询问他们对婚纱照的期望和要求。这对顾客表示,他们不太懂这些方面的专业知识,希望你给他们提供有关建议。听罢顾客的反馈,你感到很兴奋,马上在脑海中构思了一整套清新自然风的拍摄方案,把整个拍摄环节可能涉及到各个细节都考虑了一遍,也初步设想好届时需要哪几位同事来配合工作,大家如何各司其职,分工协助,共同为这对夫妻顾客拍摄一套满意的婚纱照。你认为这个方案一定会获得顾客青睐,并给顾客带来满意的体验效果。

弱权力需要操控如下:今天你接待了一对想要拍婚纱照的年轻夫妻顾客。在询问顾客对婚纱照的期待和要求后,这对顾客表示,不了解有关专业性的知识,倾向清新自然风的风格,希望你可以提供一些专业性的建议和参考。听罢顾客的诉求,你在脑海中简单思考了下,似乎手头也没有什么合适的方案来拍摄清新自然风格的婚纱照,届时自己参与婚纱照拍摄就好了。随后你告诉顾客,你需要和同事沟通一下,听听他们的建议后,再向顾客进行反馈。

然后,进行服务主动性与心理可得性测量,测量题项与实验研究A保持一致。接着测量精力损耗(该变量为替代解释变量),采用前人的研究成果[37],由5个题项构成(如“感到筋疲力尽”;α=0.91)。最后,进行授权与权力需要的操控性检验。

5.3 实验结果

5.3.1操控性检验

5.3.2假设检验

图5 心理可得性交互效应图

(4)有调节的中介效应检验即采用Process模型8进行检验。有关模型分析结果表明,有调节的中介效应显著(β=0.14,SE=0.10, 95%CI=[0.01, 0.39])。进一步分析发现,在强权力需要的条件下,心理可得性间接效应显著 (β=0.13,SE=0.07, 95%CI=[0.03, 0.30]),而在弱权力需要条件下,心理可得性间接效应不显著 (β=-0.01,SE=0.05, 95%CI=[-0.14, 0.09])。由此,假设6得到支持。

6 结论与讨论

本研究主要得出以下结论:心理可得性在顾客授权行为与员工服务主动性之间起中介作用,即顾客授权行为会增强员工心理可得性,进而对其服务主动性产生促进作用;权力需要对顾客授权行为与员工心理可得性的作用关系具有调节作用:当员工的权力需要水平较高时,顾客授权行为对员工心理可得性的正向作用会被增强;权力需要进一步调节心理可得性在顾客授权行为与员工服务主动性之间所起的中介作用:当员工的权力需要水平较高时,顾客授权行为通过员工心理可得性对其服务主动性的间接作用会被增强。

本研究的理论贡献主要在于:①顾客授权行为与员工服务主动性都是针对服务业情境而提出的概念,两者均受到研究者的广泛关注[10,11],但两者之间是否具有某种理论上的因果作用关系,现有研究尚未给予明确回答。本研究基于中国服务业的数据,证实了顾客授权行为与员工服务主动性之间的正向作用关系,不仅丰富了顾客授权行为影响后果的研究文献,也为探索员工服务主动性的产生前因提供了新的文献支持。②本研究响应了文献[13]的呼吁,基于资源保存理论[17,33],分别以心理可得性和权力需要作为关键的中介变量和调节变量,深入探讨了顾客授权行为对员工服务主动性的作用机制和作用边界,从理论上揭开顾客授权行为影响员工服务主动性的作用“黑箱”和边界条件,也进一步拓展了顾客授权行为与员工服务主动性的相关研究。③以往研究在探讨顾客授权行为对员工可能产生何种影响时,往往采取单一的问卷调查法,虽然这种研究范式也能够对研究假设进行检验,但问卷测量中的题项内容是事先设定的,被试必须据此进行评分,这可能与员工所经历的真实情况存在差异,从而使测量准确性可能出现偏差。在遵循问卷调研范式的基础上,本研究还采纳了更贴合现实场景的实验研究范式,从而更具有创新性,且两者均有效验证了相关研究假设,夯实了研究结论。

本研究的管理启示主要在于:①服务型企业的管理者需要重视顾客授权行为这一良性的人际关系互动,充分发挥其可能对一线服务员工产生的正面作用,以此激发员工实施更多的面向顾客的主动性服务行为。一方面,应该鼓励一线服务员工及时发现、识别顾客授权行为,引导其正确认识顾客授权行为可能带来的益处,使其能够以自信、开放和包容的心态看待和承接顾客授权行为,充分利用由此带来的充沛资源为顾客提供优质服务,实现高质量的服务传递;另一方面,企业也应该积极鼓励、引导顾客尽可能多的实施授权行为,为顾客授权行为的产生营造良好土壤。②服务型企业的管理者需要采取相关措施来确保员工保持较强的心理可得性。在生理资源方面,企业可以倡导员工加入“阳光健身”计划,通过举办企业运动会、组建运动兴趣小组等形式,引导员工保持良好的身体状态;在心理资源方面,企业可以为员工制定科学合理的“心理咨询和辅导计划”,为需要心理支持的员工提供及时帮助,缓解其心理压力,保持良好的心理状态;在情绪资源方面,企业可以采取轮班制,让员工有充分的休息时间,以保持情绪资源的稳定性,对于已经出现工作倦怠状态的员工,要及时与之沟通对话,以防止其将不良情绪带入到服务工作中。③企业可在员工招聘环节,在征得应聘者知情同意的前提下,对其开展人格特质测试,了解应聘者的权力需要程度,以此作为岗位分配与工作内容安排的参考依据。对于需要与顾客高度互动且普遍存在顾客授权行为的一线工作岗位,可以适当安排权力需要水平相对较高的员工,使其能够更加从容、自如地承接顾客授权行为;对于已处于一线工作岗位但权力需要水平相对较低的员工,可以对其开展岗位培训或安排进修学习,增强其对权力需要的理解和认识,使其意识到较强的权力需要将促进顾客授权行为可能带来的积极作用,进而使其能够根据工作需要自主调整自身权力需要水平,尽最大努力为顾客提供高质量服务。

7 研究局限与未来展望

本研究也存在一些局限性:①研究范式存在不足之处。无论是问卷还是基于实验,都是由研究者主导的研究范式,要求被试在研究者预设的框架下进行问题的填答,这样获取的研究数据与真实的现实情况仍会存在一定差距。未来的研究可以采取更加贴合实际的研究范式(如田野调查法),来进一步增强测量的准确性和真实性。②可能存在其他中介机制。本研究的问卷数据分析结果显示,心理可得性在顾客授权行为与员工服务主动性之间所起的是部分中介作用。未来的研究可以基于其他理论视角,进一步探讨顾客授权行为影响员工服务主动性的其他中介机制。③探索其他边界条件。除了权力需要外,一线服务员工的其他人格特质及其所处组织氛围也可能对顾客授权行为的作用强度起到调节作用。未来研究可以从员工个体及其所处组织等不同角度,进一步探索顾客授权行为影响员工心理和行为的边界条件。