■ 徐 剛 教授 王 聰(重慶理工大學管理學院 重慶 400054)
信息技術應用對企業營銷績效的影響基于營銷能力的中介效應
■ 徐 剛 教授 王 聰(重慶理工大學管理學院 重慶 400054)
本文基于能力觀的視角,將營銷能力分為客戶管理能力、市場學習能力和市場推廣能力。接著從信息技術的兩個維度,知識導向型和流程導向型出發,深入剖析了信息技術(IT)、營銷能力與營銷績效的關系,提出了相應的概念模型和理論假設,并利用多元回歸分析,驗證了三者之間的關系,對營銷能力的中介效應做進一步分析。結果表明:流程導向型信息技術與營銷績效呈顯著正相關;知識導向型信息技術對其影響并不顯著;營銷能力的三個維度在信息技術與營銷績效之間均起到不同程度的部分中介作用。
信息技術 營銷績效 營銷能力 中介效應
隨著信息技術的迅猛發展,21世紀已經成為知識經濟與信息經濟的時代,市場競爭也逐漸演變成知識競爭、信息競爭以及創新競爭。信息技術在各個領域的廣泛應用已經成為經濟增長的重要因素之一。對于企業組織而言,信息技術尤為重要,它在企業組織行為模式、管理思維方式、營銷模式等方面產生了重大的變革。在市場經濟為主導的前提下,企業對信息技術方面投入了巨大的人力、財力以及時間,企業最關心的便是信息技術的應用是否能帶來相應的收益。IT應用也是一項長期的系統性工程,不應該以簡單的財務回報為目的。相較企業績效而言,營銷績效不但與財務績效密切相關,更能代表未來盈利的潛力。與此同時,基于能力觀的研究視角,一直受到眾多學者的廣泛關注。當前在信息技術的背景下分析營銷能力和營銷績效關系的研究主要集中在相關性研究和評價研究,而對其相互作用關系機理的實證研究較為少見。對于每個企業組織而言,如何在日益先進和動態化的信息技術時代提升營銷績效,是其關注的焦點。
基于此,本文以企業組織為研究對象,深入分析信息技術、營銷能力和企業營銷績效三者間的關聯,并針對實證結果提出相應的管理建議。
信息技術的應用給企業的發展帶來了空前的變革,它從不同層面影響著企業組織的績效。Radhakrishnan(2008)從企業運作和內部管理兩個維度進行分析,認為信息技術的應用可以創造獨特且不可替代的管理能力和運作能力,從而幫助企業贏得可持續競爭優勢。王念新、梅姝娥(2013)從知識導向型與流程導向型信息技術兩種模式對信息技術在企業中的應用進行了研究。在對相關文獻進行總結的基礎上,認為對于現代企業而言,IT應用是內外部業務流程和知識的網絡化和信息化。為此,本文從知識導向型和流程導向型兩個維度探討信息技術在企業中的應用。
一些學者曾經提出IT悖論的觀點,認為信息技術對企業績效沒有直接影響。相反,一些研究則認為IT和企業績效之間存在顯著的聯系,Weill(1989)從營銷和銷售的視角展開研究,提出信息技術與企業營銷績效具有顯著的正向關系。徐建欣(2013)通過構建結構方程模型驗證了信息技術和企業協同績效的正向關聯。基于此,本文從信息技術的兩個維度出發,認為IT應用可以提高其核心業務流程效率以及知識共享和信息溝通速度,進而提高企業營銷績效。基于此,本文提出如下假設:
假設H1a:知識導向型信息技術與企業營銷績效有正相關關系;假設H1b:流程導向型信息技術與企業營銷績效具正相關關系。
營銷作為企業能力的研究被越來越多的學者關注。一些學者從市場和客戶角度出發,認為營銷能力包括市場學習能力和客戶相關的能力(Jay,2003)。也有學者從顧客認知能力、競爭認知能力和市場開發能力三個方面研究營銷能力(周寄中,2002)。其他學者也從營銷結果的視角,用市場占有率、營銷方式創新和銷售額等測量營銷能力(莊新田,2004)。基于此,本文認為市場學習能力與競爭認知能力從本質上講都是對于市場的認知和學習,但市場學習能力比競爭認知能力更加全面。而客戶相關能力與顧客認知能力相比較,不僅包括對顧客的了解和認知,還涵蓋了與建立客戶關系有關的內容(Day,etal,2003)。因此,本文從市場學習能力、市場推廣能力和客戶管理能力作為營銷能力的測量維度。

圖1 信息技術、營銷能力和企業營銷績效的研究模型

表1 信度與效度檢驗

表2 信息技術對營銷績效的多元回歸分析

表3 信息技術對營銷能力的多元回歸分析

表4 營銷能力對營銷績效的多元回歸分析

表5 營銷能力的中介作用
有些學者認為信息技術到企業績效的因果聯系太長,且可能受到某種中介變量的影響(Melville,2004)。很多研究基于企業能力的角度,發現信息技術只有形成了一種能力,才可能通過IT應用來獲取持續競爭優勢(Bharadwaj,2000);這種能力即贏得產品和服務價值的營銷能力。(Vorhies,1999)通過實證研究,表明企業戰略、組織結構、信息傳遞能力影響著企業營銷能力的開發。鑒于此,本文認為IT應用會對企業的營銷能力產生影響,提出如下假設:
假設H2a:知識導向型信息技術對客戶相關能力具有顯著的正向影響;假設H2b:流程導向型信息技術對客戶相關能力具有顯著的正向影響;假設H2c:知識導向型信息技術對市場學習能力具有顯著的正向影響;假設H2d:流程導向型信息技術對市場學習能力具有顯著的正向影響;假設H2e:知識導向型信息技術對市場推廣能力具有顯著的正向影響;假設H2f:流程導向型信息技術對市場推廣能力具有顯著的正向影響。
營銷績效是指導營銷工作的重要工具。早期研究主要關注財務指標方面,如利潤、銷售額和現金流等(Day和Fahey,1988)。隨著無形資產價值的日益增長,使得營銷績效的評價不僅包括財務指標還包括非財務指標的評價,如市場份額、客戶滿意度和忠誠度等(Raj,2004)。因此,本文從財務指標和非財務指標兩個方面進行測量。非財務指標則主要從客戶價值、競爭結果和產品創新三方面設計問卷。
當前學者對營銷能力與營銷績效的研究較多。Day(1994)指出營銷能力強的企業可以提高獲得客戶需求信息的效率,及時提供相應的產品和服務,進而提升營銷績效。同時,營銷能力也對獲取企業持續競爭力有重要影響,擁有較強營銷能力的企業更易創造出價值和績效(Vorhies,2000)。馬小勇等(2002)認為企業在營銷能力方面具有優勢,其績效一般會高。Vorhies(2005)通過實證研究從產品開發、渠道管理、營銷傳播等方面,驗證了營銷能力對企業業績差距的重要影響。基于此,本文提出以下假設:
假設H3a:客戶管理能力與營銷績效具有正相關關系;假設H3b:市場學習能力與營銷績效具有正相關關系;假設H3c:市場推廣能力與營銷績效具有正相關關系。
基于上述研究發現,信息技術與營銷能力具有正向相關關系,而營銷能力對營銷績效也具有顯著的作用。一些學者認為對于IT應用與企業績效的關系還不成熟,沒有直接聯系,而是需要一些中介變量來影響企業相關績效(Powell,1997)。而對于企業來說,企業運用信息技術的的根本目的是要利用先進的信息技術平臺來展開經營和營銷,中介變量的引入要求中介變量與自變量以及因變量都要具有較強的關系。因此,本文選擇了營銷能力作為IT應用和營銷績效之間的中介變量,并提出以下假設:
假設H4a:客戶相關能力在信息技術與營銷績效中起到顯著中介作用;假設H4b:市場學習能力在信息技術與營銷績效中起到顯著中介作用;假設H4c:市場推廣能力在信息技術與營銷績效中起到顯著中介作用。
經過上述論證,本文提出概念模型,如圖1所示。基于概念模型,采用多元回歸對前述假設進行驗證;利用中介效應檢驗程序進一步剖析三者之間的關聯。文章主要采用SPSS18、AMOS17分析軟件完成。
本文所需數據通過問卷調查方式獲得。為了保證內容的信度和效度,采用三階段問卷調查方式。本文所用量表采用Likert7點計分法,由受訪人對相關問卷條目進行打分。第一,問卷預測試,通過回譯的方法將信息技術和企業營銷績效量表進行設計后,邀請企業管理、營銷專家和學者對指標進行評估,并對指標的修改提供意見。因此,形成小樣本調查問卷。第二,小樣本預調查,對陜西省10家信息產業的企業發放問卷60份,回收有效問卷40份,篩選和提取指標數據。結果表明相應的指標設置和研究設計的有關結論較為吻合。第三,正式問卷調查,本階段主要對電子電器、服務、食品飲料等行業進行抽樣調查。共發放問卷300份,收回158份。其中剔除數據缺失及隨意性較為嚴重的13份,有效問卷145份,有效回收率為48.3%。
指標的信度和效度是進一步關聯分析的基礎,Churchill(1979)認為信度檢驗如下:計算CITC值,在考慮其理論意義的基礎上合理刪減CITC值小于0.5的指標,計算Cronbach’s的系數,0.6為指標可接受的最小值。通過SPSS18軟件檢驗指標信度,結果如表1所示。指標KIT5、FIT11、MPA11、EMP9的CITC值均小于0.5。經過審查發現KIT5、FIT11和EMP9與所要衡量的因子的確存在不一致的地方,因此予以刪除;而MPA11對整個營銷能力維度的衡量具有十分重要的作用,予以保留。
效度檢驗主要從內容效度和建構效度兩方面考慮。本文研究變量的選取主要來自企業管理和營銷管理領域的研究成果,采用回譯法并結合專家學者的建議進行了修正,屬于一個比較規范的流程。因此,本文選取的指標具有較高的內容效度。
通常以觀測變量與潛變量之間的因子載荷在1%或5%的水平上是否顯著來檢驗收斂效度。Fornell和Larcker(1981)提出潛變量的復合信度(CompositeReliability,CR)和平均方差提取(AverageVarianceExtracted,AVE)作為收斂效度的評判標準,其中AVE應大于0.5,而CR應大于0.8。表1結果表明此量表具有較高的收斂效度。
1.信息技術對營銷績效的影響。表2結果表明,回歸方程中F值為37.843(P<0.001),回歸方程顯著。其中,流程導向型信息技術對營銷績效的影響是顯著的(β=0.576,P<0.001),但知識導向型信息技術對營銷績效的影響并不顯著。即信息技術可以通過強化組織內外部流程影響企業營銷績效,而知識導向型信息技術與營銷績效關系不顯著的原因可能是企業知識吸收及轉化能力較弱。H1a假設不成立,H1b得到驗證。
2.信息技術對營銷能力的影響。以客戶管理能力作為因變量進行多元回歸。表3結果表明,信息技術對客戶管理能力的回歸方程中F值為18.391(P<0.001),回歸方程顯著,其中流程導向型信息技術對客戶管理能力的影響在0.000的置信水平上顯著,而知識導向型信息技術對客戶管理能力不具有直接的影響。H2b假設成立,H2a假設不成立,究其原因是知識導向型信息技術更加強調內外部市場信息的獲取、吸收及整合,此作用對于市場學習和推廣的影響較大。
同理,以市場學習能力作為因變量進行多元回歸。表3表明,回歸方程均顯著,H2c和H2d得到驗證。而流程導向型信息技術影響較低(β=0.432,P<0.01)。其可能原因是,流程導向型信息技術更加固定化,不利于知識和信息的獲取和吸收,而市場學習的本質則是對于內外部信息的整合和吸收。最后,以市場推廣能力作為因變量的多元回歸分析。知識導向型信息技術(β=0.437,P<0.001)與流程導向型信息技術(β=0.605,P<0.001)對市場推廣能力均有顯著的正向影響。
3.營銷能力對營銷績效的影響。表4結果表明,回歸方程顯著F值為124.653(P<0.001),其中客戶管理能力(β=0.509,P<0.001)與市場推廣能力(β=0.412,P<0.001)與營銷績效均有正向相關關系,而市場學習能力的影響作用相對較小。由此,H3a、H3b和H3c得到驗證。市場學習能力影響作用較小的原因可能是樣本中制造型企業占有一定的比例,與注重市場學習的高科技企業相比其更加注重投入與產出。
本部分以企業營銷績效為被解釋變量,信息技術為解釋變量,建立了4個回歸模型,分別以營銷能力三個維度為中介變量。模型1僅是信息技術對企業績效的影響;模型2將客戶管理能力加入;模型3將市場學習能力加入;模型4在模型2的基礎上加入了市場推廣能力。回歸分析如表5所示。
在模型1中,信息技術的回歸系數為正且顯著異于零,信息技術對營銷績效顯著正相關。模型2中,客戶管理能力為中介變量,其回歸系數為正且顯著異于零,而信息技術的回歸系數也為正且顯著,但相對模型1其系數值變小(6.437>4.286),表明了客戶管理能力至少起到部分中介作用。在模型3中加入市場學習能力作為中介變量,回歸系數為正且顯著異于零,但相對模型1其系數值變小(6.437>4.138),說明市場學習能力在IT應用與營銷績效之間至少起到部分中介作用。同理,在模型4也成立,市場推廣能力在信息技術與營銷績效的關系中受到了影響,證明了市場推廣能力對信息技術與營銷績效之間起到部分中介作用。分析可知4個模型均顯著,即結果具有一定的穩定性。H4a、H4b、H4c得到驗證。
信息技術的應用對營銷能力具有顯著的正向影響,其中知識導向型信息技術對客戶管理能力的影響并不明確;而流程導向型信息技術能夠更加直接的影響營銷能力的各個維度。基于此,企業不僅應該通過信息技術優化內外部業務流程,同時企業應營造組織的學習氛圍和培育組織的學習能力,充分地發掘新知識的價值,并最終將其轉化為企業的營銷能力,實現知識導向型和流程導向型信息技術兩個維度對營銷能力的影響作用。
營銷能力的三個維度對營銷績效均具有非常大的正向影響作用。其中客戶管理能力的影響最大,這也與Wensley(2003)的結論一致,其次是市場推廣能力和市場學習能力。因此,企業應該通過客戶滿意度調查、客戶回訪等手段加強客戶管理,不斷強化這種優勢;市場推廣能力更多的是對于產品銷售的推動及產品知名度的推廣,有效的市場推廣能夠直接影響企業的營銷績效;市場學習能力對于企業營銷績效的影響并不確定,原因可能在于市場學習是一個不斷推進的過程,企業應該發掘有效的市場學習手段,從而促進營銷績效的提升。
研究發現,客戶管理能力、市場學習能力和市場推廣能力在信息技術與營銷績效之間起到不同程度的部分中介作用。因此,在信息化時代,企業必須根據自身的情況合理投入,并運用信息技術來強化與客戶溝通效率,提高客戶管理能力;注重企業對新知識的獲取、消化和吸收能力,尤其是對不斷變化的市場信息的整合與集成能力,從而達到提高企業營銷績效的目的。
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重慶市自然科學基金項目(cstc2012jjA00027);重慶市高校創新團隊建設計劃“企業戰略與技術創新”(KJTD201318)團隊的資助
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