商業企業服務氛圍與一線員工服務績效研究：自我效能的中介作用

王顯成+++陸相林

中圖分類號：F59 文獻標識碼：A

內容摘要：本文基于員工情感管理相關的服務氛圍、自我效能等行為科學理論，構建了以員工自我效能為中介變量的服務氛圍對服務績效作用的機制模型。以425份服務性商業企業一線員工的有效調查問卷作為樣本，運用結構方程路徑分析及有效性檢驗，確定了員工自我效能對服務氛圍與員工服務績效作用的中介作用；運用回歸分析方法分析發現自我效能水平不同，造成服務氛圍與員工服務績效作用機制的差異。

關鍵詞：服務氛圍 服務績效 自我效能 一線員工 商業企業

引言

服務行業中，一線員工與顧客的互動是實現顧客價值的重要途徑（Schneider，2004）。當前服務提供趨向于個性化、定制化，員工與顧客的交往、服務過程與消費過程的交互日益強化，使得管理人員對員工實時監控的有效性呈現弱化趨勢，而良好服務氛圍的營造則可在一定程度上彌補上述不足。服務氛圍（service climate）是員工對組織期望、支持獎勵、優質服務等政策、程序行為的主觀感知，是個體對于組織重視優質服務程度的整體主觀評價（張若勇，2009）。國內外眾多研究結果表明，服務氛圍會影響員工的工作態度和行為，增強員工的服務導向意識，激勵員工努力做好服務工作，為顧客提供優質的服務（凌茜，2007）。

服務氛圍作用于員工的效果如何，根本取決于員工對服務過程環境的解釋和評價，尤其是服務過程中情感勞動（Emotional Labor）付出的認可程度（張若勇，2009）。而當前企業服務管理，特別是商業類一線員工服務管理中，過于強調服務規范約束，對員工服務中的情感因素（如自我效能）缺乏關懷。因此探索自我效能、服務氛圍和員工服務績效之間的聯系、發現服務氛圍提升員工服務績效的清晰路徑成為研究的主要目的。基于上述分析，本研究從三個方面對現有成果進行總結和拓展。第一，對最新的服務氛圍、員工服務自我效能研究進行整理，設計了新的調查量表。第二，基于員工情感管理視角，結合案例進行實證分析，考察員工自我效能的中介作用及其對服務氛圍與一線員工服務績效關系的影響。第三，通過實證對“企業為什么要招聘高素質員工？”問題給出自我效能視角的解釋，并探索綜合考慮服務氛圍營造和員工情感管理因素下，提升員工服務績效的基本路徑。本研究結果不僅豐富了服務氛圍及員工情感管理理論，而且有助于指導新時期我國服務企業的管理實踐。

理論基礎與研究假設

（一）服務氛圍及其對員工服務績效的影響研究

1930年Lewin提出氛圍（Climate）概念，Weick、Mills指出真正影響個體行為的是個體感知，而非個體所處的客觀環境（范麗群，2006），即員工對工作環境的主觀感知是影響其活動的決定性因素。現有服務氛圍的界定存在兩種觀點，一種認為服務氛圍是個體感知，另一種認為服務氛圍是組織感知（張若勇，2009）。本文采用第一種觀點，認為“服務氛圍”是員工基于自身判斷，在服務過程中對服務環境形成的一種主觀知覺和解釋，具有個體差異性，是員工對于組織期望、支持與獎勵服務等方面的政策、程序與行為的感知和看法。

服務績效是指員工個人控制下的與組織目標相關、為顧客服務、幫助顧客的行為（Liao，2004）。研究表明服務氛圍可從多個方面對組織、員工及顧客行為等產生重要影響，從而影響員工的服務績效。首先，服務氛圍可對員工的工作滿意、情感承諾、組織忠誠度、努力水平等工作態度和行為產生直接顯著的正向影響（Lenka，2010）；其次，服務氛圍以員工工作態度和行為為中介變量，進而影響員工工作績效（Voon B，2009）；再次，服務氛圍還會對顧客服務質量感知產生顯著的直接影響（Poujol J，2009），進而影響顧客滿意和顧客忠誠（Martínez-Tu，2011）；最后，服務氛圍還對組織經營績效產生直接影響（Lytle，2006）。因此，服務氛圍可作為組織、員工及顧客行為研究的前因變量。

在服務環境中，顧客體驗是員工績效評價的重要因素之一，基于顧客體驗制定明晰的員工服務績效標準，有利于激勵員工的工作敬業行為。服務可靠、可信、勝任、有禮、反應靈敏、善解人意等是顧客共識性服務體驗要求（Liang，2010），可作為員工服務績效評價的重要依據。對旅行社、飯店業、餐飲業等典型商業企業一線服務員工的實證研究均表明，服務氛圍對員工服務任務績效和關系績效均存在正向影響（李艷麗，2012；梅玉驊，2010）；對公共企業的實證表明，員工的積極主動、意見表露等服務導向顯著正向影響員工的任務績效（石慧，2016）。

綜上所述，服務氛圍、員工服務績效相關研究已經取得了豐富成果。其中，服務氛圍常被作為組織、員工及顧客行為研究的前因結果；服務績效常被作為組織、員工及顧客行為研究的結果變量。上述研究成果為本文的開展提供了重要理論依據，據此提出如下假設：

H1：企業服務氛圍對員工服務績效存在顯著的正向促進關系。

H1a：企業服務氛圍對員工服務任務績效存在顯著的正向促進關系。

H1b：企業服務氛圍對員工服務情感績效存在顯著的正向促進關系。

（二）自我效能及其對員工服務績效的中介影響

自我效能是指個體對實現特定領域行為目標所需個人能力的整體信心或信念，是個體面對困難時仍持之以恒的根本動力（Bandura，1993），與工作特征、人格特質、工作滿足等因素高度相關（郭斌，2012）。通過自我效能感知，個體可確定自己能否在特定情景中恰當而有效地做出行為表現（張勇，2013）。在管理學領域，自我效能被眾多成果證明是預測績效的最佳指標之一。擁有高自我效能的員工乃至管理者，都會表現更積極的態度、動機、信心行為、組織承諾和自我控制等，進而促進其績效乃至整個組織績效的提高（Alessandri，2015；張韞黎，2009）。endprint

有研究發現，自我效能部分中介了員工組織支持服務氛圍感知和離職意向之間的關系（Michel，2007）。Luthans（2008）等實證研究發現組織支持服務氛圍和員工服務結果（服務績效、滿意度和組織承諾）之間存在顯著正向關系，且發現自我效能等四個維度對上述二者之間的關系有顯著中介作用。通過對南佛羅里達酒店員工的實證研究，發現酒店員工態度、動機和行為對顧客服務質量感知有顯著影響；同時發現員工自我效能對知識績效目標導向和服務質量感知關系存在中介作用（Bodouva，2009）。

綜上所述，自我效能的中介作用已經得到了眾多研究成果的證明，這為本文分析商業企業員工自我效能、服務氛圍和服務績效聯系機制提供了一定理論依據。良好服務氛圍下，個體易獲得自身成功的要素，易借鑒上司、同事成功經驗，其努力行為能及時得到上司和同事認可，能保持良好的團隊意識和健康的心理狀態。然而，當前有關自我效能如何作用于服務氛圍與員工服務績效之間的聯系成果較少，通過服務氛圍提升員工服務績效的路徑仍有待進一步清晰，服務氛圍、自我效能和服務績效的交叉研究仍有待深化，有關自我效能的測量及其在不同領域的適用性仍然有待進一步研究（Bandura，1993；Sherer，1982）。

基于上述已有研究成果，本文提出如下假設：

H2：企業服務氛圍對員工自我效能存在顯著的正向促進關系。

H3：員工自我效能在服務氛圍和員工服務績效之間起中介作用。

H3假設可進一步表述為：

H3a：員工自我效能在服務氛圍和員工服務任務績效之間起中介作用。

H3b：員工自我效能在服務氛圍和員工服務情境績效之間起中介作用。

綜合上述思考，構建自我效能中介作用的概念模型如圖1所示。

研究方法

（一）變量確定

為了確保測量的信度及效度，在服務氛圍、自我效能以及服務績效等衡量方法上，主要參考國外文獻中比較成熟的量表，再結合中國企業實際加以適當調整。問卷通過英語—漢語，繼而漢語—英語的互譯，并與原問卷量表對比，從而保證了問卷設計的恰當性。其中，服務氛圍量表主要參考Schneider（2004）的量表，共設計了8個題項，反映了一線員工對服務環境的主觀感知，包括知識和服務技能要求、服務衡量和監測、服務認可與獎勵、整體服務質量、服務保障支持、顧客溝通、員工溝通、企業支持等8個方面。服務績效量表主要參考Liao（2004）等設計的服務績效量表并適當加以修正。對題項結合研究實際，進行英漢互譯，對評分原則進行了調整，由原來的六分制，變成了七分制。量表有7個題項，分為任務績效和情景績效，其中任務績效包括3個題項，用來評價服務員工完成操作規定任務的情況；情景績效包括4個題項，衡量員工超出工作任務要求的行為，屬于以顧客為中心的組織公民行為。自我效能量表主要參考Sherer（1982）等使用的量表并適當加以修正，包括7個題項。

（二）樣本概述

在浙江的商業企業問卷調查中，其中服裝零售業15家、文體用品零售業3家、家電零售業4家、百貨零售業8家、超市零售業4家、餐飲服務業11家，總共發出550份問卷。依據以下原則剔除無效問卷：對部分或整體問題作答相同、題目或個人填寫有遺露、選項填寫有規律變化的問卷加以剔除，共得到有效問卷425份，有效率為77.27%。有效樣本年齡均在17-38歲，男性占比31%，女性占比69%。小學及以下占比2%，初中畢業占比63%，高中與職業高中占比27%，大專與高等職業學校占比7%，本科及以上占比1%。

研究結果

（一）量表信度與效度檢驗

計算各觀測變量的均值，從而判定服務氛圍、員工自我效能與員工服務績效三個潛變量的基本水平（見表1）。各觀測變量的賦值最低分為1分，最高分為7分，中值取4。當得分值低于4時，說明觀測變量水平較差，而且得分值越低，觀測變量水平越差；反之亦然。X1-X8為服務氛圍題項，X9-X15為員工自我效能題項，Y1-Y7為員工服務績效題。本文采用SPSS20對數據進行信度檢驗和探索性因子分析（表1）。結果顯示，服務氛圍、自我效能和服務績效的KMO值分別為：0.918、0.869和0.773，α系數分別為：0.703、0.689和0.701，這說明服務氛圍、自我效能和服務績效量表內部的一致性較好，且效度達到較高水平。

為進一步驗證量表區分效度，采用Amos20對數據進行驗證性因子分析（見表2）。根據相關研究結果（吳明隆，2009）可知，服務氛圍、自我效能和服務績效的多項擬合指標都達到了較為理想的結果，說明模型和數據擬合良好。

（二）假設驗證

在驗證本研究相關變量具有良好的信度和效度基礎上，對各變量進行描述性和相關分析。分析時，選取聯變量所有題的均值作為變量的值。分析結果顯示：服務氛圍、自我效能、任務績效、情景績效的整體均值依次為4.810、4.925、5.089、4.883，均大于中值4，說明四個題項的整體水平都比較高，任意兩兩相關變量系數均小于0.5，標準差大于0.6（見表3）。其中服務氛圍與員工服務績效相關系數β=0.21（p<0.05），與任務績效、情景績效顯著相關（β=0.27，p<0.01；β=0.46，p<0.01）；服務氛圍與自我效能顯著相關（β=0.37，p<0.01）。

（三）中介效應檢驗

為進一步檢驗服務氛圍對服務績效的影響及自我效能的中介作用，通過Amos20軟件進行結構方程模型擬合，以一般化最小平方法作為估計方法，得到“服務氛圍—服務績效：自我效能調節”的結構方程模型路徑圖（見圖2），以及模型的路徑參數檢驗指標（見表4）。圖2中方框代表觀測指標變量，橢圓代表外生潛變量和內生潛變量，單箭頭方向代表直接影響關系。endprint

由圖2可知，CMIN/DF=1.464，RMSEA=0.044，AGFI=0.909，GFI=0.924，P值為0，符合顯著性要求。根據相關研究結果（吳明隆，2009），初步判斷本文構建結構模型可以接受。

結構模型參數估計結果表明：企業服務氛圍對員工服務績效存在顯著的正向促進關系（r=0.59，p<0.05）；企業服務氛圍對員工任務績效、情景績效r值分別為0.54、0.62（p<0.05），說明H1、H1a、H1b成立。企業服務氛圍對員工自我效能也存在顯著的正向影響（r=0.43，p<0.05），因此假設H2成立。加入自我效能后，企業服務氛圍對員工服務績效也存在顯著的正向促進關系，其r值為0.23（p<0.05），說明自我效能在服務氛圍對員工服務績效之間存在部分中介效應；同理，加入自我效能后，企業服務氛圍對員工任務績效、情景績效的r值分別為0.21、0.26（p<0.05），說明自我效能的中介效應也存在，因此H3、H3a、H3b成立。

（四）員工自我效能水平差異對預測結果的影響

為了進一步檢測員工自我效能水平差異對預測結果的影響，以全體員工自我效能均值為界限，高于均值者歸入高自我效能群組，低于均值歸入低自我效能群組。把調查對象分為高自我效能群組和低自我效能群組兩個群組，采用回歸方法，進一步分析不同員工自我效能水平對服務氛圍和員工服務績效之間關系的中介作用。

第一，分析高、低自我效能兩個群組中服務氛圍對自我效能的影響，發現低自我效能群組下，服務氛圍對自我效能有顯著影響（β=0.039，p<0.001），高自我效能情景下，服務氛圍對自我效能同樣有顯著影響（β=0.712，p<0.001）。盡管如此，二者影響水平差異較大，低自我效能的標準化回歸系數β=0.039，而高自我效能的標準化回歸系數β=0.712。據求得的回歸方程繪制示意圖，如圖3所示。對于低自我效能群組，其服務氛圍變化幅度較大，取值位于[2.125，6.500]之間，其自我效能水平處于較低水平，取值僅位于[3.870，4.645]之間，隨服務氛圍增長上升水平較為緩慢。對于高自我效能群組，其服務氛圍變化幅度較小，取值位于[3.500，7.000]之間，其自我效能水平處于較高水平，取值位于[4.805，6.749]之間，隨服務氛圍增長上升水平較快。

第二，分析高、低自我效能兩個群組中自我效能對服務績效的影響，發現低自我效能情景下，自我效能對服務績效無影響（β=-0.054，p=0.368>0.05，不能通過檢驗），而高自我效能情景下，自我效能對服務績效有顯著影響（β=0.410，p<0.001）。即是說對于低自我效能員工而言，其自我效能對其服務績效并無影響；當員工屬于高自我效能類型，構建的回歸模型能通過檢驗，即是說對于高自我效能員工而言，其自我效能對其服務績效有顯著影響。由于這里低自我效能群組回歸方程不能通過檢驗，因此利用調查對象整體和高自我效能群組進行對比，分析自我效能水平高低對服務績效的影響（見圖4）。對于調查對象整體，其自我效能變化幅度較大，取值位于[2.286，7.000]之間，其服務績效水平處于較低水平，取值僅位于[4.309，5.530]之間，隨自我效能增長上升水平較為緩慢。對于高自我效能群組，其自我效能變化幅度較小，取值位于[5.000，7.000]之間，其服務績效水平處于較高水平，取值位于[4.856，5.769]之間，隨自我效能增長上升水平較快。

結論與建議

（一）研究結論與建議

研究確定了員工服務氛圍與服務績效的相關作用，即企業服務氛圍對員工服務績效存在顯著的正向促進關系。服務氛圍越強的企業，員工表現出越高的任務績效和情境績效。在管理實踐中，企業要注意服務氛圍的營造和培育。一方面，要大力提倡員工的主動氛圍行為，采取“點贊”等形式，表揚主動服務的員工，通過樹立榜樣，營造服務氛圍；也可以實施“積分制”等形式，將員工的主動服務轉換為相應的積分，而積分可以換取企業提供的一些福利（如帶薪休假、報銷培訓學費），從而讓員工感受到企業是真心實意的在努力營造服務氛圍。另一方面，企業要不定期通過服務氛圍測量表、座談、調研等形式，了解員工對企業在提升服務氛圍上采取措施的看法和建議，改進管理手段，提升員工對服務氛圍的認同感。

研究表明服務氛圍對員工自我效能存在顯著的正向促進關系，同時員工自我效能對員工服務績效存在顯著的正向促進關系。研究中把員工分為高、低自我效能兩個群組，通過實證表明：高自我效能群組的自我效能能夠完全中介服務氛圍和員工服務績效間的影響關系，而低自我效能群組的自我效能不能起到有效的中介作用。即是說，高自我效能員工在組織行為和工作結果（如服務績效）上表現出更強的規律性（對于低自我效能者不能表現出上述特征）。因此企業在員工招聘中，要盡量招聘高素質（高自我效能）的員工。此處的高素質，不是傳統意義上的高學歷，而是對服務行業的認同和認可。

結果顯示，服務氛圍、員工自我效能與員工服務績效都存在正向的關系。因此只有服務氛圍營造與員工自我效能培育并重，才有可能實現員工服務績效的有效提升。因此，企業在重視服務氛圍營造的同時，要關注員工自我效能的重要作用。建議企業在管理實踐中，在對員工進行培訓時，不僅要培訓員工的操作技能，還要培訓員工的服務態度。可以通過樹立榜樣、強化對行業的認識來促進員工熱愛服務業，使員工樹立正確的價值觀，自發的表現出主動服務的工作態度和工作行為，更好的滿足企業和顧客的需要。

（二）改進方向

由于研究問題的復雜性，本研究部分問題有待于在未來研究中加以改善。本研究的局限性主要表現在以下兩個方面：一是自我效能感在眾多領域中作為前因、后果或中介的作用比較復雜，本研究只選取了一個服務氛圍，稍顯單??；二是研究使用的自我效能量表在設計中對任務水平的體現不足，可能存在一定偏差。未來研究可以在以下兩個方面加以豐富：一是量表設計前，要對量表適用領域相關功能進行全面、周密的概念分析，使量表更加完善；二是可以加大樣本容量或者擴展到其它行業做進一步的實證研究，充分探索在不同領域、情景下的自我效能動態性影響。

參考文獻：

1.范麗群，石金濤，王慶燕.國外組織氣氛研究綜述[J].華東經濟管理，2006（1）

2.郭斌.知識員工自我效能提升的影響因素研究[J].商業時代，2012（35）

3.李艷麗，叢艷國，龔金紅.服務認知-行為模式對一線員工服務績效影響研究—以酒店和旅行社為例[J].旅游學刊，2012（8）

4.凌茜，汪純孝.服務氛圍與服務導向的人力資源管理策略[J].現代管理科學，2007（5）

5.梅玉驊.組織服務導向對內外部營銷績效的影響[J].商業時代，2010（30）

6.石慧，王瑞文.談公共企業員工組織公民行為對任務績效的影響[J].商業經濟研究，2016（3）

7.吳明隆.結構方程模式AMOS的操作模式與應用（第二版）[M].重慶大學出版社，2009

8.張若勇，劉新梅.服務氛圍與一線員工服務績效：工作壓力和組織認同的調節效應研究[J].南開管理評論，2009（3）

9.張韞黎，陸昌勤.挑戰性-阻斷性壓力（源）與員工心理和行為的關系：自我效能感的調節作用[J].心理學報，2009（6）

10.張勇，龍立榮.績效薪酬對雇員創造力的影響：人-工作匹配和創造力自我效能的作用[J].心理學報，2013（3）endprint