顧客參與對知識型員工創新意愿的影響

魏想明， 劉銳奇

(湖北工業大學經濟與管理學院， 湖北 武漢 430068)

時至今日，市場競爭愈加激烈，客戶更加活躍，消息更加靈通。消費者從原來的價值“毀滅者”，成為價值創造的積極參與者[1]。顧客可以通過提供信息、共同合作、參與決策制定等方式來參與價值創造[2]。因此，顧客參與及其價值產出結果越來越多地受到國內外學者關注。然而，當前對其研究主要還集中在營銷領域[3]，較少將顧客參與和企業的服務創新聯系起來，即從員工視角討論顧客參與。

創新能夠決定一家企業的生死。在多數企業中，知識型員工是推動企業不斷創新、維持企業蓬勃發展的關鍵。而員工創新意愿作為企業創新在個體心理層面的表現，既可促進員工個人職業發展和提升員工工作績效，也可提升企業的核心競爭力。

服務創新由客戶判斷，與客戶的合作可以成為創新概念和想法的關鍵來源。基于此，本文將從顧客和員工互動為切入點，從員工視角出發，探討顧客參與通過員工工作繁榮和組織支持對員工創新意愿的作用機制。

1 文獻綜述

1.1 顧客參與

隨著商品主導邏輯向服務主導邏輯的改變，顧客得以更加積極地參與到價值創造的進程中[3]。國內外眾多學者分別從不同角度對顧客參與問題進行研究，其中得到廣泛認可的是從共創價值視角對顧客參與進行討論。Payne[4]將顧客參與定義為企業和客戶一起合作的行為；Fang[5]在此基礎上認為顧客參與是客戶以不同方式(主要包括顧客提供或分享信息、提出建議等)介入企業的產品開發中，并與企業的內部員工進行聯合研發的行為。盡管目前學術界對于顧客參與的定義還未形成統一認識，但對其研究主要關注于兩個方面的特點——雙向性和參與性。雙向性指服務過程中顧客和員工是互惠的，通過雙方不斷互動交流，從而實現彼此價值共創[6]。而顧客參與的另一個特點是參與性，顧客主動介入企業服務生產過程中，如客戶就如何設計自身心儀產品提供直接訴求[3]，這給企業帶來眾多創新思想。

1.2 員工創新意愿

“創新”最早被熊彼特定義為研發新的產品、開發新的市場、采用新的方法、獲得新的資源和新的企業組織形式。目前，對于創新研究主要分為個體創新和組織創新。組織創新靈感來源于個體創新，而企業新想法的推動實施最終需要靠員工實現[7]。Scott[7]提出創新主要由新想法產生和實現組成，創新意愿作為一種心理傾向正是個體創新的一種細化，對應創新中新想法的產生。胡婉麗[8]認為創新意愿是指員工對待創新的一種態度，并為這一行為付出的主觀概率。

2 研究假設

2.1 顧客參與與員工創新意愿

顧客參與作為一種異質性的組織外部資源，能夠有效提高員工工作動力。Chi[6]指出，顧客參與能使企業員工產生樂觀情緒，并對工作績效帶來積極影響；辛本祿[9]以一線服務員工為調查對象，發現顧客參與通過信息共享、吸收能力的調節，有助于激發企業員工創新行為，而員工創新行為正是員工創新意愿的結果變量。

一方面顧客參與涉及顧客信息、知識等的輸入，這些信息的充分流通能夠充分擴展員工的信息面，從中發掘分析出可行的創新機會；另一方面，當顧客成為了與知識型員工并肩的價值共同創造者時，實現創新就成為顧客和員工共同愿景，進而促使雙方相互協調并解決合作中的障礙，這種親密的聯系不僅使得顧客愿意貢獻自己的知識、體力和精力，也會讓知識型員工為了配合顧客而投入同樣甚至更多資源到工作中，從而使得創新的效果更為凸顯。基于此，提出假設

H1：顧客參與對員工創新意愿具有顯著正向影響。

2.2 員工工作繁榮的中介作用

Robitschek[10]將員工工作繁榮定義為“員工為實現自我發展，在工作中有意識地進行自我貢獻的一種積極心態”。Spreitzer[11]通過總結前人研究，把工作繁榮分為活力和學習兩個維度，認為二者緊密相連，不可或缺。

Fang[5]等認為，企業在新產品的研發中，顧客參與能夠給企業帶來創新想法，而雙向高頻的顧企互動是滿足顧客需求的有效途徑，員工則在其中扮演著關鍵的媒介作用。一方面，員工能夠充分展示自己的才能，感到勝任工作的重要性和自身工作價值，從而增強其活力。相反，缺乏與顧客互動，會使員工感到興趣和注意力降低，從而無法獲取信息和知識，產生工作疏離感。研究證實，工作的復雜性能夠促進員工工作繁榮，而顧客參與能夠使組織設計任務變得復雜。另一方面，員工投入了大量的精力和時間來實現與顧客互動的工作目標，工作中的挑戰性會激發員工自豪感和自我價值感，提升員工對工作的積極心理認知，使其有興趣思考如何做才能更好地實現他們的目標，從而通過發展學習能力和調動自身積極性來迎接工作，使自身成長得到進步。因此，顧客參與能夠激發員工工作繁榮。

創新意愿是指“從問題中產生有用的解決方法或方案”[8]。研究表明，工作繁榮的員工具有充沛精力、熱情和自主學習的特點，能夠充分發展學習能力和調動自身積極性來迎接工作，從而表現出更多創新意愿。心理學研究認為，強烈的自主性和樂觀積極的心態是戰勝困難的必要條件。當員工體驗到蓬勃發展的感覺時，可以充分認識到自身潛力、創新效能感得到加強。隨著學習的深入，員工更有可能提出新的想法來解決問題，克服障礙后信心的增強又會激發其創新力。由此可見，高工作繁榮的員工能夠充分發揮主觀能動性，展現更多創新想法。基于此，提出假設

H2：員工工作繁榮在顧客參與與員工創新意愿之間起中介作用。

2.3 組織支持的調節作用

Eisenberger[12]等研究表明，當員工感受到來自于組織的物質和精神兩方面支持時，會產生較高的工作績效，繼而將組織對其貢獻和關心其利益的看法定義為組織支持感。已有研究表明，員工工作中的繁榮在一定程度上取決于員工工作活力，和他們在互動過程中對組織環境的認可。一般來說，組織為員工提供更好的工作條件和福利，使得員工直觀感受到個體與組織間的高質量內部關系，員工群體內自我概念進而得到增強。正是這種對理想群體的認同感，滿足了員工的自尊和歸屬感需求，從而帶來工作活力和學習欲望；其次，組織支持感能夠消除顧客參與所帶來的員工工作壓力，使得員工將具有挑戰的工作轉化為動力而非負擔；最后，當員工在物質和精神方面被激勵，從而體驗到積極情緒時，他們的智力會得到增強，動力會得到補充，從而實現員工工作繁榮[11]。基于此，提出假設

H3：組織支持正向調節顧客參與與員工工作繁榮之間的關系。

結合H3的推導，提出有中介的調節效應模型，即在高的組織支持下，顧客參與能夠實現員工工作繁榮，促使員工感受到積極的情緒，從而激發員工的創造力，形成對于問題解決新的構想。基于此本研究提出假設

H4：組織支持在顧客參與通過員工工作繁榮影響員工創新意愿的路徑中，發揮調節作用，即組織支持程度越高，員工工作繁榮的中介效應越強。

綜合以上推論，本文建立如圖1所示的理論模型。

圖 1 理論模型

3 研究設計

3.1 研究樣本

本文主要向知識密集型企業的一線員工發布網絡調查問卷，填寫問卷人員主要分布于武漢、北京、長沙和深圳等城市。問卷發放時間為2021年3月至4月。共發放500份問卷，回收398份。

3.2 變量測量

本研究共涉及4個變量，分別為顧客參與、組織支持、員工工作繁榮和員工創新意愿。為確保測量工具具有良好信效度，所有變量均借鑒國內外多次使用的成熟量表。

其中顧客參與測量借鑒Yoon[13]等開發的測量工具。該量表為單一維度量表，包括“我的顧客詳細解釋他們需要什么”等6個測量題項，該量表Cronbach'sα為0.884；員工創新意愿量表借鑒Ajzen[14]等人的研究，共計三個測量題項，包括“采取新的構想解決問題是有利的”，該量表Cronbach'sα為0.828；組織支持測量借鑒EisenbergerR[12]等開發的測量工具，設計“在工作中會受到主管的支持程度”等5個測量題項，該量表Cronbach'sα為0.89；員工工作繁榮使用Porath[15]等開發的測量工具。從學習和活力兩個維度來測量員工個體工作繁榮,包括“我經常學習”“我感覺生機勃勃”等8個測量題項，該量表Cronbach'sα為0.89。綜上可知，所有變量的Cronbach'sα值均大0.7，說明測量量表均具有較好的信度。

本研究的問卷設計均采用Likert五點評分法，評分從“1分”至“5分”分別表示“完全不符合”至“完全符合”。借鑒以往學者的研究，將性別、年齡、學歷作為控制變量[10]。

4 研究結果

4.1 驗證性因素分析與共同方法偏差檢驗

通過AMOS 24.0軟件進行驗證性因子分析，檢驗顧客參與、員工創新意愿、員工工作繁榮和組織支持四者的區分效度。如表1所示，四因子模型TLI與CFI的值均高于0.9，RMSEA的值小于0.08，且χ2/df小于3，符合檢驗標準且模型擬合結果明顯優于其他模型，說明各變量間區分效度比較明顯，該模型擬合程度較好。

表1 驗證性因子分析結果(N=398)

4.2 描述性統計與相關性分析

各變量之間的Pearson相關系數及其平均值、標準差如表2所示。

表2 變量相關系數矩陣 (N=398)

4.3 假設檢驗

4.3.1主效應及中介效應檢驗為檢驗顧客參與的主效應，構建以員工創新意愿為因變量的回歸模型1和模型2。模型1只包括員工性別、年齡和學歷 3個控制變量，而在模型1的基礎上增加了顧客參與的自變量構建了模型2后，解釋力得到明顯提升，增加至19%，F值為24.296；自變量顧客參與對創業意愿的標準化回歸系數為0.445(p<0.05)，說明顧客參與對創業意愿有顯著的正向影響作用，故假設H1成立。

為了驗證員工工作繁榮在模型中的中介作用，在控制變量的基礎上加入員工工作繁榮構建了模型3，模型2中自變量顧客參與對創新意愿有顯著的正向影響作用(β=0.445，p<0.05)；模型3中中介變量員工工作繁榮對創新意愿的回歸系數為0.388(p<0.05)，且模型2的R2是0.199，模型3的R2是0.306，具有顯著提高。故員工工作繁榮在顧客參與和創新意愿之間具有明顯的中介作用，假設H2成立；介變量和自變量同時存在模型3中，且自變量依然顯著影響因變量，可以認定為部分中介。

表3 主效應及中介效應模型研究結果

4.3.2調節效應檢驗如表4所示，模型1以控制變量為自變量，模型2以顧客參與為自變量，組織支持為調節變量，員工工作繁榮為因變量建立多元回歸模型；模型3以顧客參與和組織支持的交互項為自變量，員工工作繁榮為因變量建立多元回歸模型。模型2中自變量顧客參與對員工工作繁榮有顯著的正向影響作用(β=0.451，p<0.05)；模型3中自變量與調節變量的交互項的回歸系數為0.134(p<0.05)，說明交互項對員工工作繁榮有顯著的正向影響作用；模型2的R2是0.337，模型3的R2是0.352，有明顯提高，說明模型解釋度增強。故證明調節變量組織支持在顧客參與和員工工作繁榮之間起到顯著正向調節效應，故假設H3成立。

表4 調節效應模型檢驗結果

為進一步驗證顧客參與與組織支持的交互作用，將組織支持的均值正負一個標準差得到的值分為高組織支持和低組織支持組，并繪制圖2，可以發現在不同的組織水平下顧客參與對員工工作繁榮存在不同的斜率。當員工工作繁榮具有高組織支持時，直線的斜率比低組織支持的更大，說明顧客參與對員工工作繁榮的正向影響更強，更進一步驗證了組織支持的提高有助于顧客參與對員工工作繁榮的促進作用。故假設H3成立。

圖 2 組織支持的調節作用

4.3.3有中介的調節效應檢驗本文采用SPSS軟件中PROCESS插件的模型7，Bootstrap樣本量設定為5000，置信區間設定為 95%，結果如表5所示。

表5 有中介的調節效應檢驗

當組織支持程度較低時，95%置信區間包含0，說明員工工作繁榮的中介作用在低組織支持時不顯著，而在組織支持程度較高時，95%置信區間為[0.452，0.688]不包含0，此時員工工作繁榮的中介效應顯著；模型3數據得出顧客參與和組織支持交互顯著影響員工工作繁榮(β=0.134，p<0.05)，表明有中介的調節模型成立，即顧客參與→員工工作繁榮→員工創新意愿的前半段路徑受組織支持調節，故假設H4成立。

5 結論

1)顧客參與對員工創新意愿具有顯著正向影響。

2)員工工作繁榮在顧客參與影響員工創新意愿的過程中發揮部分中介作用。

3)組織支持正向調節了顧客參與對員工工作繁榮的影響，進而在顧客參與通過員工工作繁榮影響員工創新意愿的路徑中，發揮調節作用。