銷售人員自我效能感、薪酬結構偏好和任務協調傾向關系研究*

曹光明,陳啟杰,韓小海

(1.上海財經大學 國際工商管理學院,上海 200433；2.中國郵政儲蓄銀行 合肥分行,合肥 230001)

一、引言

銷售人員是企業重要的人力資源。銷售人員作為企業的利潤實現者，其本身包括兩個方面的含義：首先企業通過銷售人員的推銷活動直接實現企業短期資金的回籠；其二，由于銷售人員是聯系企業和市場的一個紐帶，企業通過銷售人員的其他非銷售活動影響市場和顧客需求甚至企業自身，從而保障企業長期利潤的實現。

貨幣薪酬是對銷售人員最重要的激勵因素[1]。在銷售管理實踐中，銷售經理們最為關心的是如何確定銷售人員薪酬中固定薪酬和浮動傭金之間比例[2]。在實現激勵銷售人員的三個目標(努力的強度、努力的持久度和努力的方向)時，企業往往對薪酬結構和努力的方向之間的關系考慮不足[1]。此外，企業在確定銷售人員薪酬結構時，往往著重考慮行業因素、工作特征以及銷售人員市場供求狀況，而對銷售人員的薪酬機制偏好差異以及引起這種偏好差異的個體特征考慮不足，這導致了一些企業難以吸引和保留優秀的銷售人員。

另外具有不同個體特征的銷售人員對不同的活動投入偏好可能存在差異，一個明顯的原因在于銷售活動可以為業務人員帶來豐厚的報酬，而一些非銷售活動的投入可能短期并不產生效果。研究不同個體特征的銷售人員任務協調傾向的差異，對企業銷售崗位的工作設計和對銷售人員的活動安排具有重要意義。

考慮到銷售工作挑戰性強、業績波動大的特點對銷售人員心理素質(尤其是自信心)有較高要求，本文將社會認知理論中的自我效能感(sense of self-efficacy)納入研究，綜合考察它與銷售人員實際業績能力、薪酬結構偏好和任務協調之間的關系。

二、相關研究概述

(一)自我效能感理論

自我效能感是由Bandura(1977)首先提出的，他將自我效能感定義為人們對實現特定目標所具有的信心或信念[3]。Bandura認為自我效能感對行為和認知有著重要的影響。自我效能感對人類行為選擇的影響在于使他們更樂意去做那些自我效能感強的事情，人們對某項活動能力的自我效能感越強就會投入越多的精力[3]；在認知方面，自我效能感有助于減輕人們在面對困難和挫折時的失落感，自我效能感強的人擁有較強的自我調整能力，能夠在挫折中重拾信心，自我效能感強的人對某方面活動投入的努力也具有高努力程度和高持久性的特點。

Bandura(1997)從心理學的角度指出自我效能感的形成主要受4個因素的影響：自身過去的成功經驗、榜樣的替代性經驗、社會勸說以及心理和情緒狀態[4]。自身過去成功的經驗可能會促進自我效能感的形成或自我效能感的強化；榜樣的替代性經驗是指與自己有關方面相近的人的成功經驗，它將有助于促進個體的自我效能感；社會勸說是指他人或組織的言語勸導，這種勸導往往對自我效能高的形成和強化有著較為重要的作用；在心理和情緒方面，一般情緒較為低落、生性悲觀、溝通有障礙的人往往難以形成較強的自我效能感。

(二)薪酬結構偏好與多任務協調

基于代理理論的對銷售人員薪酬結構的經典解釋大多是從理論演繹開始的，在一系列較為嚴格的假設下，通過求解最優化得出最優的薪酬計劃。

Basu等(1985)較早地將代理理論應用于銷售人員控制體系中的薪酬激勵問題中。該研究在單一產品銷售和銷售人員同質的假設前提下設定銷售量x(t,θ)是銷售人員投入工作時間t和外界不確定性θ的函數[5]。在以上條件下，當銷售人員的效用函數具有不變風險規避程度δ而銷售量呈Γ分布時，薪酬結構將以以下形式出現：

其中A表示固定工資，B表示傭金比例。Basu等人的模型(BLSS模型)表明當銷售人員相對風險規避系數δ為0時，最優薪酬機制是線性的，即s(x)=A+Bx。比較靜態分析表明，當銷售人員的機會成本和外界不確定性增大時，固定工資在總體薪酬中比例應增加。Lal Outland和Staelin(1990)對一家電腦公司的三個銷售隊伍的實證研究證明了BLSS模型結論的正確性[6]。而John,George和Weitz(1989)針對161家大型企業的調查研究并未發現對BLSS模型的明顯支持證據[7]。

Srinivasan和Lal(1993)不但擯棄了BLSS模型中的靜態化假定，而且考察了銷售人員的多產品銷售問題[8]。他們的動態模型假定企業制定一個會計周期(通常是一年)的薪酬計劃，銷售人員在整個會計周期內選擇努力程度，在此背景下他們考察了薪酬結構中固定工資和激勵薪酬之間的比例關系而不僅是簡單的薪酬水平問題。他們的研究表明：激勵薪酬應隨著努力有效性的增加而增加；隨著銷售人員面臨的不確定性、絕對風險規避程度、邊際產品、感知的努力成本和可選擇的工作機會的增加，固定工資部分也應增加；當銷售人員進行多產品銷售時，對那些銷售努力更有效的產品銷售應給與更高的傭金比例。

Erevelles等(2004)放松了大部分營銷理論研究文獻中關于銷售人員單維努力的假設，在此之前即使有些文獻研究了銷售人員多產品銷售問題，但是仍然假設銷售人員的任務是單維的(即只承擔銷售任務)[9]。他們用發展的MIPAM(Multiple Incentive Principal-Agent Model)模型考察了多任務和多種活動效率狀態下銷售人員的報酬問題，得出的結論包括：最優報酬合同應該是固定工資和激勵薪酬的組合，而激勵薪酬是對各項任務進行激勵的總和；對那些努力對產出的作用越大的活動，越應強化激勵；最優工資合同中應考慮到每項活動的努力程度；在努力水平不變的情況下，隨著某項活動不確定性的增加，提成比例應降低。

但是使用多任務代理理論對銷售人員薪酬結構的解釋尚缺乏實證支持，因此本文將按照Bergen等(1992)的建議，從銷售人員薪酬機制偏好著手研究其多任務下的活動協調情況[10]。

三、研究模型和假設

根據已有文獻，自我效能感將對個體的活動選擇偏好有著重要影響，在銷售人員多任務狀態下，不同自我效能感的個體將會產生不同的任務協調傾向。同時，自我效能感的差異又對個體的薪酬產生不同的期望。

在銷售人員的活動中，銷售活動和非銷售活動的可衡量性是不同的。對業績的較強激勵將導致銷售人員將過多的精力投入到銷售活動中去，而忽視非銷售活動的進行。因此，從銷售人員角度看，薪酬結構偏好應該對其任務協調傾向是有影響的。

根據前述文獻，自我效能感的自我調節機制對個體應付現實中的困難起著重要的作用，同時，個體自身過去的成功經驗也對自我效能感的形成和強化起著重要的作用，因此我們將銷售人員的實際業績能力考察在內。一般地，銷售人員實際業績能力將是形成其期望收入的主要因素，這樣，實際業績能力的差異將導致不同的薪酬機制偏好和活動偏好差異。基于以上簡要分析，本文提出如圖1所示研究模型。

圖1 研究的概念模型

按照Bandura(1997)從心理學的角度對自我效能感形成因素的闡述，自身過去的成功經驗將對個體自我效能感的形成和強化產生重要的作用[4]；同時，自我效能感通過認知過程、動機過程和情感過程對行為的調節，將會使個體在面對困難時有著頑強的應付能力，有助于提升銷售人員的實際業績能力。因此我們提出假設：

H1：銷售自我效能感和銷售人員實際業績能力顯著正相關。

由于銷售自我效能感表明的是銷售人員完成銷售業績的信心，而薪酬結構中的浮動提成部分正是基于銷售人員完成業績的絕對數量的，因此自我效能感強的銷售人員將對固定工資較低、浮動提成較高的薪酬結構產生更高的偏好。同樣實際業績能力是形成提成收入的重要因素，業績能力越強的銷售人員通過選擇提成比例較高的薪酬結構，將增加自己的浮動薪酬。因此我們提出假設：

H2：自我效能感越強的銷售人員越傾向于選擇固定工資較低、提成比例較高的薪酬結構。

H3：實際業績能力越強的銷售人員越傾向于選擇固定工資較低、提成比例較高的薪酬結構。

Bandura(1977)認為自我效能感對人類行為選擇的影響在于使他們更樂意去做那些自我效能感強的事情，人們對某項活動能力的自我效能感越強就會投入越多的精力[3]。另外，同時考察業務人員銷售自我效能感和實際業績能力時，由于自我效能感和實際業績能力越強的銷售人員越可以在銷售活動中獲得更高的提成，而非銷售活動的進行則增加了他的機會成本。因此我們提出假設：

H4：自我效能感越強的銷售人員，越不傾向于進行任務協調。

H5：實際業績能力越強的銷售人員，越不傾向于進行任務協調。

根據多任務委托代理理論，在銷售人員的工作中，銷售活動的努力付出往往容易衡量，企業可以通過銷售業績對銷售人員進行激勵。而一些非銷售活動雖然對企業很重要，但是卻難以衡量這些活動的產出。對銷售活動的較強激勵將導致銷售人員將過多的精力投入到銷售活動中去，而忽視非銷售活動的進行。從銷售人員角度看，不同薪酬機制偏好代表了個體對收益的期望，越是傾向于選擇和業績相關程度較高的薪酬機制，越傾向于將精力投入到銷售活動中，獲取更高的期望收益。因此，提出以下假設：

H6：越是偏好固定工資較低、提成比例較高的銷售人員，越不傾向于進行任務協調。

四、研究設計和方法

(一)變量界定和研究量表

本研究共涉及四個變量的測量，其中對銷售人員實際業績能力的衡量，考慮到銷售人員自我報告可能存在的偏差，我們由該銷售人員的上級主管對下屬最近一段時期的業績完成情況進行評分。在現存的文獻中任務協調傾向尚無成熟量表可以借鑒，因此我們遵循Churchill和Gilbert(1979)提出的量表開發原則自行設計了量表[11]。利用SPSS15.0軟件我們對初步設計的問卷進行了預測試，預測試共發放30份問卷，回收有效問卷27份，具體結果如下。

1.銷售自我效能感

銷售自我效能感主要是指銷售人員完成銷售業績的信心。本文對銷售自我效能感的測量主要采用Krishnan等(2002)研究中所使用的量表[12]，并適當引入了Srivastava和Sager(1999)的關鍵題項[13]。使用預測試數據進行了信度分析并使用因子分析法進行效度分析，自我效能感量表的KMO值為0.72，巴特萊特球體檢驗統計量的P值是0.000(小于0.01)，比較適合做因子分析，經主成分分析只提取出一個有效因子。其信度和效度分析結果如下：

表1 自我效能感量表的預測試結果

五個題項的因子載荷值都遠在0.5以上，總計解釋方差比為77.97%，Cronbach’sα為0.928，說明自我效能感量表具有很好的效度和信度。

2.薪酬結構偏好的測量

薪酬結構偏好是指銷售人員對薪酬中固定工資和浮動傭金組合情況的偏好。薪酬結構偏好的測量使用了鮑明剛(2004)的量表[14]。預測試的薪酬結構偏好量表KMO值為0.732，巴特萊特球體檢驗統計量P值為0.000(小于0.01)，適合做因子分析，經主成分分析只提取出一個有效因子。量表的信度和效度分析結果如下：

表2 薪酬結構偏好量表的預測試結果

三個題項的因子載荷值都遠在0.5以上，總計解釋方差比為84.75%，Cronbach’sα為0.901，顯示該量表效度和信度狀況很好。

3.任務協調傾向的測量

在任務協調傾向量表設計時，結合多任務委托代理理論和我們的研究目的，將任務協調傾向定義為銷售人員對銷售活動和非銷售活動的精力和時間投入進行合理安排以及協調工作的意愿。在對數位營銷學教授和銷售人員進行深度訪談的基礎上，我們初步提出了任務協調傾向的測量題項，隨后向一些銷售人員征求意見并進行了修正，最后對修正后的量表進行預測試。預測試數據分析表明，任務協調傾向量表的KMO值為0.705，巴特萊特球體檢驗統計量P值為0.000(小于0.01)，適合做因子分析，并提取出一個有效因子。量表的信度和效度分析結果如下：

表3 任務協調傾向量表的預測試結果

所有題項因子載荷都大于0.7，五個題項共解釋方差比為63.49%，Cronbach’sα值為0.849，因此任務協調傾向量表的效度較好，信度良好。

(二)調研方法

在實地調研中，作者首先向銷售主管介紹了本研究的基本情況，他們大多表示支持我們的調查。在實施過程中，首先由我們對該銷售主管的下屬銷售人員進行編號，并在問卷上標注，然后在主管和同學的幫助下將問卷發放給與編號相對應的銷售人員。其中大部分問卷都是在一些企業每周一上午或周五下午的銷售會議后，當場將問卷發放給對應的銷售人員，請他們進行填寫。最后，作者對已經填好的有效問卷根據編號在問卷上記下他們的姓名，請該銷售人員的上級主管對該銷售人員最近三個月的銷售業績進行評分。

正式調研共發放問卷170份，回收有效問卷154份，有效回收率為90%。調研對象的銷售人員絕大多數為男性(約占87%)，平均年齡在30歲左右，文化程度大多為大專和本科。

(三)數據分析方法

本文的數據分析方法除了上面使用SPSS15.0軟件進行量表的信度和效度分析外，為了檢驗我們提出的假設，還采用LISREL8.70軟件對概念模型進行驗證性因子分析、全模型檢驗和路徑分析。

五、數據分析與結果

(一)驗證性因子分析

對正式調研獲得的數據進行了驗證性因子分析，以進一步確定量表的效度。驗證性因子分析各測量指標的標準化結果如表4所示。驗證性因子分析結果再次證明我們設計的量表的效度是較為理想的。

表4 驗證性因子分析標準載荷值和誤差

(二)路徑分析與假設檢驗

為了檢驗提出的研究模型真實性，我們使用LISREL8.70進行結構方程路徑分析，得出所設立結構模型的幾個主要擬合指標如表5所示：

表5 結構模型的主要擬合指標

其中χ2/df<3，非范擬合指數NNFI、范賦擬合指數NFI、增值擬合指數IFI和比較擬合指數CFI都靠近1，近似誤差均方根RMSEA<0.1，說明我們提出的研究模型和數據的擬合程度情況良好。

路徑分析結果如圖2所示。

利用路徑系數及其顯著性，對我們前面提出的假設進行驗證，結果列在表6中。

圖2 結構路徑系數圖(標準化結果)

變量關系對應假設標準化路徑系數T值假設驗證結果自我效能感—業績能力H10.445.54支持自我效能感→薪酬結構偏好H20.627.99支持業績能力→薪酬結構偏好H30.253.72支持自我效能感→任務協調傾向H4-0.09-0.79基本不支持業績能力→任務協調傾向H5-0.23-2.88支持薪酬結構偏好→任務協調傾向H6-0.42-3.46支持

其中，假設H1,H2,H3,H5,H6都得到有效支持，變量之間的路徑系數也顯著不為零。而銷售自我效能感對任務協調傾向的路徑系數為-0.09，T值絕對值小于2，假設H4未得到有效支持，自我效能感強的銷售人員并不一定在銷售活動產生過度的投入。考慮將自我效能感對任務協調傾向之間的路徑刪除，修正后的模型各項擬合指標和初始模型擬合指標的對比如表7所示：

表7 修正模型和初始模型的擬合指標對比

修正后模型各項擬合指標未有改善，某些擬合指標甚至有所惡化(χ2/df和RMSEA都有所增加)，因此本文最初提出的研究模型和真模型的差距較小。

六、研究結論、討論與管理啟示

(一)研究結論與討論

綜合以上研究可以看出，銷售人員自我效能感、實際業績能力、薪酬結構偏好和多任務協調傾向之間存在著較為密切的關系。

銷售自我效能感和實際業績能力具有相互促進的作用。一方面，較高的銷售自我效能感會使銷售人員的實際業績能力得到提升；另一方面，按照Bandura(1997)從心理學的角度對自我效能感的形成過程的闡述，實際業績能力對銷售自我效能感的形成和強化也起著促進作用[3]。

銷售自我效能感對其薪酬機制偏好形成有著重要的影響，自我效能感越強的銷售人員越傾向于選擇激勵部分所占比例較大的薪資方式。由于自我效能感代表的是銷售人員對自己銷售能力的信心，較高的自我效能感使銷售人員產生自我促進性的認知方式，從而對其應付挫折和壓力產生重要的心理暗示作用。

實際業績能力也是影響銷售人員薪酬機制選擇的重要因素。實際業績能力越強的人越傾向于選擇激勵報酬所占比重較大的薪資方式。這個結論也非常符合現實邏輯，實際能力越強的銷售人員通過選擇與自身能力相適應的薪酬機制可以最大化自己的期望收入。

通過對多任務代理理論的闡述，我們認為越偏好較低固定工資、較高浮動薪酬的銷售人員，越不傾向于進行任務協調。實證研究也證實了我們的假設。偏好激勵薪酬比重較大的銷售人員通過對銷售活動的精力投入傾斜，將會獲得更多的收益，而由于企業對非銷售活動往往激勵不足，由此導致了這些類型的銷售人員減少非銷售工作的投入，即產生了較低的多任務協調傾向。銷售人員實際業績能力對其任務協調傾向具有一定的解釋作用，能力越強的銷售人員越不傾向于對非銷售活動進行投入。這可能是由于非銷售活動投入具有時滯且不確定性較大。然而自我效能感強的銷售人員并不一定產生較低的任務協調傾向。一個可能的原因是自我效能感的延展度(generality)使存在于銷售領域的效能判斷得以延伸到其他廣闊領域，進而并未導致銷售人員非銷售活動投入的減少。

(二)管理啟示

結合以上研究結論，我們認為本研究對管理實踐具有以下指導意義。

銷售人員銷售自我效能感和實際業績能力之間顯著正相關，說明二者之間具有互相促進的作用。企業一方面在人才市場上應盡量招聘自我效能感較強的銷售人員，另外一方面應創造條件使銷售人員自我效能感得到強化。

銷售自我效能感和銷售人員實際業績能力對薪酬結構偏好的作用顯著為正，自我效能感和(或)實際業績能力越強的銷售人員越傾向于選擇提成比例較大的薪酬方式。考慮到企業的薪酬機制是其向勞動市場發送的一個重要信號，在其他條件不變的情況下，企業應適度提高提成比例，以吸引優秀銷售人員的加入和激發現有銷售人員的工作熱情。

實證研究結果表明，實際業績能力越強的銷售人員越不傾向于進行多任務協調；自我效能感和任務協調傾向之間的負相關關系不顯著。這給企業的重大啟示是：在工作設計和活動安排方面，盡量使能力較強的銷售人員少承擔非銷售活動，而將這些對企業較為重要的非銷售活動安排給那些能力較為平庸的銷售人員。

越是偏好固定工資較低、提成比例較高的銷售人員越不傾向于進行任務協調。這在一定程度上說明企業的薪酬設計將對銷售人員的活動偏好產生重要影響，企業可以對薪酬結構進行合理設計，使銷售人員在銷售活動和非銷售活動之間合理分配精力。

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