2019, Vol. 212. 沈阳工业大学 管理学院, 辽宁 沈阳 110870
2. School of Management, Shenyang University of Technology, Shenyang 110870, China
随着技术的发展和顾客个体意识的提高, 顾客与企业在合作过程中越来越主动, 参与的程度也越来越深入, 由此基于新的价值创造体系理论——价值共创理论应运而出。价值共创是将顾客和企业共同纳入生产和消费过程, 通过企业提供价值主张, 顾客和企业积极互动, 共同创造企业和顾客的价值。这一理论既为企业的发展提供了有利的指导, 又给企业和顾客带来了巨大的收益, 因此价值共创是“双赢”的过程。在价值共创中, 顾客已不再是传统意义上单纯的消费者, 而是作为企业的兼职员工, 与企业紧密合作进行价值创造的行动者, 因此顾客的价值共创行为在价值共创研究中一直备受关注。
在现有的文献中, 学者们对顾客价值共创行为构成维度的认识是不同的。大部分研究在探讨顾客价值共创行为时还是以单一维度为主[1], 但一些学者认为其具有多维性[2], 然而结论不统一。Yi & Gong(2013)基于前人的研究对顾客价值共创行为进行重新定义, 提出其可以由两个高阶因素组成, 分别是顾客参与行为和顾客公民行为[3], 这种划分方法得到了很多学者的认同[4-5]。价值共创行为正是由于具有多维特性才能产生新的价值创造成果, 因而研究两种不同价值共创行为的形成机制也就成为价值共创领域的重要内容。
近期的价值共创研究认为, 资源是价值共创的核心和基础[6]。Vargo & Lusch(2012)也提出操作性资源是获得竞争优势的根本来源[7]。顾客和企业在价值共创过程中将资源投入到系统内部, 通过整合, 形成成果并分享, 所以顾客在参与价值共创中必然会运用其资源取得利益。传统的顾客资源被认为是企业资源的来源, 顾客只是企业资源的组成之一。随着服务主导逻辑理念的提出, 一些学者认为顾客具有自主性, 其可以成为价值的共同创造者, 因此顾客资源是顾客在价值创造中运用的自身资源的总称[6]。顾客资源包含人力(知识和经验)、关系(社会)、经济和情感(情绪)资源已经被学者们所逐渐认可[8-9], 然而这些资源能够在价值创造中发挥何种作用, 相关研究并不多见。顾客的人力资源和关系资源作为操作性资源, 对价值共创的重要性已被业界所意识[10]。但他们对于共创行为会以何种方式产生影响, 还未被探索。价值共创行为是价值创造的核心载体, 是实现顾客价值共创的重要步骤。因此, 以顾客资源为基础的价值共创行为形成机制研究就成为亟待解决的问题。
本研究旨在揭示顾客参与价值共创的内在机理, 基于资源理论, 分析顾客资源对顾客价值共创行为的影响机制, 以此深化对价值共创理论的认识, 研究成果将为我国企业引导顾客价值共创实践提供有益的帮助。
一、理论分析与研究假设 1. 顾客资源、顾客共创态度和顾客共创行为学者们普遍认为, 态度是个体对特定对象所持有的好恶评价的心理倾向。顾客参与价值共创的态度是指顾客对于参与价值共创活动的喜好程度。价值共创是在自愿的基础上进行[11], 因此顾客共创态度对于顾客参与价值共创活动十分重要。顾客的人力资源包括顾客拥有的相关知识和经验的存量。Payne等(2008)提出, 顾客愿意根据自己的经验开始学习并共同创造价值[12]。Wang等(2012)在对技术较强的自助服务研究中发现, 顾客过去的技术经验显著影响了他们参与使用自助服务的态度[13]。顾客的关系资源体现顾客与企业的联结。顾客与企业联系越紧密, 越会激发顾客产生对企业及其服务的兴趣。Hoyer等(2010)提出, 顾客越感觉到与企业及其成员的互连, 越认同企业, 越能够激励其参与共同创造活动[14]。因此顾客的人力资源和关系资源对顾客愿意参与价值共创起到了积极作用。根据计划行为理论, 态度是行为的最大预测因素之一。越积极的态度往往会产生积极的行为结果。由于共创行为的高度互动性能够很好地满足顾客需要, 顾客愿意参与其中。Lorenzo-Romero等(2014)的研究也证明了在产品和服务开发中, 顾客对价值共创的态度会积极影响顾客共创行为[11]。由此可以认为, 顾客共创态度会对顾客在共创过程中的以责任和沟通为主的参与行为及以反馈和支持为主的公民行为有着积极的影响。
以知识和经验为主的人力资源可以使顾客提高服务使用的有效性, 并已证明其影响参与行为。Yang等(2014)也通过实证证明, 顾客的专业知识与顾客参与有着积极的关系[15]。有学者从员工角度分析了知识对组织公民行为的正向影响[16]。Aarikka-Stenroos & Jaakkola(2012)在其价值共创过程理论框架中提出, 顾客的信息和经验能够帮助知识密集型服务组织提出并实施解决方案, 会积极促进顾客的公民行为[2]。因此顾客在价值共创中作为企业的兼职员工, 知识和经验也可以成为顾客公民行为的关键预测因素。顾客与企业的关系越紧密, 他们的沟通就越频繁, 会增加顾客参与行为。Füller(2010)提出, 顾客的关系因素对顾客有效参与企业合作起到了重要作用[17]。有利的顾客与企业关系会增进顾客对企业的认可, 并使顾客在合作中感觉良好, 进而产生顾客帮助并反馈企业的公民行为。Balaji(2014)的研究证明关系质量对顾客公民行为有积极影响[18]。顾客的关系资源也会提高顾客与企业的关系依赖性。赵晓煜等(2014)在服务生产的研究中证明关系承诺对顾客参与行为和顾客公民行为有积极影响[19]。同时, 顾客共创态度在顾客资源与共创行为间应该起到一定的中介作用。已有研究证明, 顾客共创态度在顾客经验和共创行为间具有中介作用[5]。顾客与企业的密切联系, 也使顾客产生对企业的兴趣及与企业合作的意愿, 进而促进顾客与企业互动沟通并提出服务改进。因此顾客知识越丰富, 与企业的关系越紧密, 其对于价值共创的态度越积极, 就越能激发顾客实施共创行为。据此, 提出如下假设。H1:顾客人力资源(H1a)和关系资源(H1b)正向影响顾客共创态度。H2:顾客共创态度正向影响顾客参与行为(H2a)和顾客公民行为(H2b)。H3:顾客人力资源正向影响顾客参与行为(H3a)和顾客公民行为(H3b)。H4:顾客关系资源正向影响顾客参与行为(H4a)和顾客公民行为(H4b)。H5:顾客共创态度在顾客人力资源(H5a)和关系资源(H5b)与顾客共创行为间起中介作用。
2. 感知控制的调节作用感知控制是指人们对能否理解和预测将要到来事件性质的看法。Xia & Suri(2014)指出, 不是所有的顾客都有内在动机去参与服务[20]。Joosten等(2016)提出, 控制欲望的变化会影响个体行为和态度的结果[21]。控制能力较高的顾客本身就有动力去影响与企业的合作活动, 能够独立作出自己的决定, 而且想要改变活动, 并收集有关具体活动的信息[22], 此时顾客人力资源的增加对其共创态度的增加并不明显。但是对于控制能力较低的顾客来说, 相关知识的掌握可以大大提高其对共创活动的认识并获益, 进而增加其参与的兴趣。Nambisan & Baron(2009)提出, 共同创造者可以通过增加知识和信息来获得其需要的认知利益[23]。因此, 对于感知控制较低的顾客, 人力资源的提升可以大大增强参与共创活动的积极性。
Specht等(2012)的研究证明, 控制感较高的人会对自己的能力有信心, 并能够影响周围活动, 而那些控制感低的人则喜欢借助运气、机会或其他增强自己能力的因素[24]。对于拥有较高感知控制的顾客来说, 其认为自己具有控制特定事件或人员所需的知识和技能, 能力较强, 因此在顾客参与价值共创活动中, 人力资源的增加不会对其参与行为产生很强的促进作用。而当顾客认为其能力不足时, 其人力资源的增加往往可能促进其与企业联系, 通过互动沟通来积极参与企业合作[25]。但是当顾客具体实施其公民行为时, 控制感越强, 其经验越丰富, 顾客越愿意对企业进行反馈和帮助他人等; 而对于低控制感的顾客, 由于其对知识和经验掌控能力的限制, 则无法将其人力资源转化为有效的公民行为。据此, 提出如下假设。H6:感知控制在人力资源对顾客共创态度的影响中发挥调节作用。相较于控制感高水平顾客, 人力资源对顾客控制感低水平顾客的参与共创态度正向影响较大。H7a:感知控制在人力资源对顾客参与行为的影响中发挥调节作用。相较于控制感高水平顾客, 人力资源对控制感低水平顾客的参与行为正向影响较大。H7b:感知控制在人力资源对顾客公民行为的影响中发挥调节作用。相较于控制感低水平顾客, 人力资源对控制感高水平顾客的公民行为正向影响更大。
3. 主观规范的调节作用顾客的主观规范是顾客重要关系人对其参与价值共创行为形成的社会压力。Shan & King(2015)的研究表明重要社交成员可以对顾客执行特定行为的选择产生实质性的影响[26]。Shamim等(2016)的研究证明, 主观规范积极影响顾客价值共创态度[5]。因此, 从与企业合作的角度, 如果重要关系人对于顾客参与价值共创的预期越大, 顾客与企业的关系越紧密, 则顾客参与价值共创的态度就越积极。
社会因素对顾客行为具有调节效应已经在研究中被证实[27]。顾客在具体实施共创活动中, 主观规范对于关系资源与顾客参与行为的影响不同于其对于关系资源与顾客公民行为间关系的影响。因为顾客参与行为注重顾客与企业内部的信息共享、顾客责任与互动, 主观规范虽然会对其形成外部压力, 但顾客与企业内部的关联性对顾客的影响更强。对于主观规范低的顾客, 外部社会因素对顾客共创活动支持较弱, 因此顾客与企业的关系越紧密, 就越促进顾客与企业沟通以获得企业的认同和支持, 进而促进顾客参与行为。对于主观规范高的顾客, 由于其外部压力环境营造的氛围很好, 关系资源对顾客参与行为的提升作用则不是特别显著。而对于顾客提出更多的服务改进、帮助其他客户和传播积极口碑的公民行为来说, 顾客的外部压力作用很大[3, 27], 因此主观规范越高, 其关系资源对于顾客公民行为的作用越明显。据此, 提出如下假设。H8:主观规范在关系资源对顾客共创态度的影响中发挥调节作用。相较于主观规范低水平顾客, 关系资源对主观规范高水平顾客参与共创态度正向影响较大。H9a:主观规范在关系资源对顾客参与行为的影响中发挥调节作用。相较于主观规范高水平顾客, 关系资源对主观规范低水平顾客的参与行为正向影响较大。H9b:主观规范在关系资源对顾客公民行为的影响中发挥调节作用。相较于主观规范低水平顾客, 关系资源对主观规范高水平顾客的公民行为正向影响较大。
因此, 本研究的理论模型如图 1所示。
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图 1 理论模型 |
价值共创是基于服务的, 高技术专业化服务行为是典型的价值共创行为[2]。因此本研究将高技术专业化行业的代表——装修行业为研究背景, 选取参与家庭装修的顾客作为调查样本。调查时间从2017年10月持续至2017年12月, 问卷收集采用与装修公司合作的现场调查以及留置调查的方式, 回收问卷共644份, 有效问卷580份, 有效问卷率为90.1%。样本中男性330份(占56.9%), 女性250份(占43.1%); 样本中25~30岁的被试254份(占43.8%), 31~40岁的被试248份(占42.8%); 样本职业分布遍及制造业(20.5%)、商业(13.6%)、化工业(11.2%)、电子通信业(11.0%)、互联网业(10.7%)、教育业(8.1%)、建筑业(6.9%)、交通物流业(6.7%)、医疗业(6.4%)、法律咨询业(2.2%)和其他(2.7%)。以上人口统计变量数据显示调查样本能够代表家庭装修顾客的构成。
2. 变量测量本研究选择国内外较为成熟的量表测量模型中的各构念。顾客资源量表参考Iyanna(2016)[9]及Baron & Warnaby(2011)[8]的研究成果。共创态度量表参考Shamim等(2016)[5]的研究成果。主观规范和感知控制量表参考Ajzen(2002)[28]的研究成果。共创行为量表参考Yi & Gong(2013)[3]及赵晓煜等(2014)[19]的研究成果。为了保证问卷的内容效度, 各量表采用翻译回译及情景化处理的方法, 对各问项的描述进行确定, 同时利用家庭装修顾客的小组访谈等形式, 制定了研究的初始问卷。根据预调研的结果, 结合管理学专家深度访谈对问项进行进一步调整, 形成本研究的最终问卷。问项使用李克特五级量表进行测量, 从“非常不同意”到“非常同意”用数值“1”到“5”表示。
三、研究结果分析 1. 同源方差检验由于本研究采用问卷调查的方式, 所有问项由同一名被试在同一时间完成, 由此可能会出现同源方差问题。Harman单因素分析是检验数据同源方差问题的有效方法。因此本研究采用SPSS 19.0软件进行主成分因子分析, 结果发现所有题项分成差异明显的七个因子, 第一主成分所占比例为36.495%, 满足小于40%的要求, 因此研究数据的有效性不受同源方差问题干扰。
2. 信度和效度检验(1) 信度检验
本研究采用SPSS 19.0对量表进行信度检验。结果表明, 整体量表的Cronbach's α系数值为0.932, 各潜变量的Cronbach's α系数值在0.840~0.932之间, 大于标准值0.7, 各潜变量的组合信度值在0.843~0.932之间, 大于标准值0.6, 表明量表的内部一致性和组合信度都较高, 因此量表具有可靠性。
(2) 效度检验
本研究采用AMOS 21.0进行验证性因子分析来检验量表的效度。分析结果显示, 各潜变量的因子载荷处于0.788~0.906之间, 均大于标准值0.7, 平均方差提取量(AVE)值处于0.642~0.783之间, 均大于标准值0.5, 因此量表的收敛效度满足要求。用AMOS 21.0对各潜变量组合进行验证性因子分析, 结果如表 1所示。表 1显示, 七因子模型的拟合指标分别是χ2/df为2.070, GFI为0.922, NFI为0.946, CFI为0.971, RMR为0.034 4, RMSEA为0.043, 拟合度均达到理想水平, 且拟合指标在统计上显著优于其他模型, 因此本研究的七个潜变量间具有良好的区别效度。表 2各变量间的相关分析结果也表明量表的区别效度显著。
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表 1 区别效度的分析结果 |
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表 2 潜变量相关分析结果 |
本研究采用结构方程模型软件AMOS 21.0对理论模型进行检验, 检验结果见表 3。拟合指标为χ2/df=2.042, GFI=0.947, NFI=0.964, CFI=0.981, RMR=0.0343, RMSEA=0.042。以上指标表明, 数据与模型总体拟合良好。
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表 3 结构模型的检验结果 |
从表 3中可以看出, 人力资源显著影响共创态度(β=0.305, t=5.963)、顾客参与行为(β=0.203, t=4.264)和顾客公民行为(β=0.144, t=2.734), 关系资源显著影响共创态度(β=0.232, t=4.393)、顾客参与行为(β=0.225, t=4.597)和顾客公民行为(β=0.195, t=3.590), 共创态度显著影响顾客参与行为(β=0.330, t=7.237)和顾客公民行为(β=0.163, t=3.302)。综上, 假设H1a, H1b, H2a, H2b, H3a, H3b, H4a, H4b得到支持。
4. 中介效应检验本研究采用逐步回归法和Sobel方法检验共创态度在顾客资源与顾客参与行为和顾客公民行为间的中介作用, 检验结果如表 4所示。从表 4中可以看出, 共创态度在人力资源与顾客参与行为(c′=0.288, p < 0.001)和顾客公民行为(c′=0.215, p < 0.001)间的中介作用显著, 因此人力资源通过共创态度部分影响顾客参与行为和顾客公民行为。共创态度在关系资源与顾客参与行为(c′=0.282, p < 0.001)和顾客公民行为(c′=0.229, p < 0.001)间的中介作用显著, 因此关系资源通过共创态度部分影响顾客参与行为和顾客公民行为。假设H5a和H5b得到验证。
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表 4 中介效应检验结果 |
温忠麟等学者提出可以采用依次检验程序来检验变量的调节效应。本研究采用SPSS 21.0来进行感知控制和主观规范对顾客资源和顾客共创态度间关系的调节效应以及顾客资源和顾客共创行为间关系的调节效应检验。通过建立6个回归模型, 感知控制和主观规范调节效应的检验结果如表 5所示。
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表 5 调节效应检验结果 |
从模型1的回归结果可以看出, 感知控制在人力资源与顾客共创态度间关系的调节效应显著(β=-0.103, p < 0.001), 假设H6得到支持。从模型2的回归结果可以看出, 主观规范在关系资源与顾客共创态度间关系的调节效应显著(β=0.045, p < 0.05), 假设H8得到支持。从模型3和模型5的回归结果可以看出, 感知控制对人力资源与顾客参与行为间关系(β=-0.110, p < 0.001)和顾客公民行为间关系(β=0.080, p < 0.01)的调节效应显著, 假设H7a和H7b得到支持。从模型4和模型6的回归结果可以看出, 主观规范对关系资源与顾客参与行为间关系(β=-0.055, p < 0.01)和顾客公民行为间关系(β=0.105, p < 0.001)的调节效应显著, 假设H9a和H9b得到支持。
四、结论本研究实证分析了顾客资源通过共创态度对顾客价值共创行为的影响机制, 主要结论如下:①顾客的人力资源和关系资源能够显著积极影响顾客共创中的参与行为和公民行为。②顾客的人力资源和关系资源均能够显著积极影响顾客共创态度, 顾客共创态度能够显著积极影响顾客参与行为和顾客公民行为, 顾客共创态度在顾客资源与顾客共创行为间起部分中介作用。③感知控制负向调节人力资源与顾客共创态度间关系以及人力资源与顾客参与行为间关系, 感知控制正向调节人力资源与顾客公民行为间关系。感知控制调节作用的不同主要是由于装修行业属于专业性较强的服务行业, 越是感知控制较弱的顾客, 专业知识和经验的增加往往能增进其对共创的态度, 并使其参与到与装修企业间的合作中。④主观规范正向调节关系资源与顾客共创态度间关系以及关系资源与顾客公民行为间关系, 主观规范负向调节关系资源与顾客参与行为间关系。因此, 在家庭装修这一专业性较强的共创活动中, 当顾客的主观规范较低时, 关系资源能够帮助顾客积极融入企业, 参与到与企业的合作中去。
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