互動導向、新服務開發(fā)與服務創(chuàng)新績效之實證研究*

田 宇， 楊艷玲

一、引 言

創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展的不竭動力，如何提高服務創(chuàng)新績效一直受到服務企業(yè)的高度關注。近年來，隨著經(jīng)濟和科技的發(fā)展，服務企業(yè)發(fā)展的內(nèi)外部環(huán)境發(fā)生了巨大的變化：一方面，顧客越來越“挑剔”，需求更多樣化且變化迅速，對企業(yè)服務提出了更高要求；另一方面，企業(yè)與顧客間的互動日益增強，顧客開始與企業(yè)共創(chuàng)價值(Andreu, Snchez & Mele, 2010)，以“價值共創(chuàng)”為指導思想的互動導向逐漸形成并應用于企業(yè)實踐中(Ramani & Kumar, 2008)。因此，在以顧客為中心的時代，實施互動導向進行新服務開發(fā)已成為企業(yè)提高服務創(chuàng)新績效的重要戰(zhàn)略選擇(Lu & Li, 2014)。現(xiàn)有文獻對于互動導向、新服務開發(fā)與服務創(chuàng)新績效之間的關系尚無研究，關于互動導向?qū)Ψ談?chuàng)新績效的影響機制還不明確。鑒于此，本文以珠三角地區(qū)242家物流服務企業(yè)為樣本，探索研究互動導向、新服務開發(fā)和服務創(chuàng)新績效之間的關系，以期為服務企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供指導和借鑒。

二、文獻綜述和研究假設

(一)互動導向與服務創(chuàng)新績效之間的關系

互動導向是指企業(yè)通過與個體層面的顧客進行互動，從中獲取信息以建立長期的、能為企業(yè)帶來盈利的顧客關系的能力。該定義由拉曼和庫馬爾(Ramani & Kumar, 2008)首次提出，并被劃分為顧客觀念、互動響應能力、顧客授權(quán)和顧客價值管理等四個維度。顧客觀念是指企業(yè)針對個體層面的顧客而不是群體層面的顧客開展營銷活動，通過鑒別不同顧客的不同需求，為其提供個性化和差異化的產(chǎn)品和服務；互動響應能力是指企業(yè)對顧客交易信息的動態(tài)掌握能力，測量企業(yè)是否可以有效預測顧客未來的交易；顧客授權(quán)是指企業(yè)鼓勵顧客參與到產(chǎn)品和服務的開發(fā)和銷售中來，分享顧客的看法與體驗(Prahalad & Ramaswamy, 2004)；顧客價值管理是指企業(yè)對個體顧客價值的衡量和預測能力，通過計算不同顧客對企業(yè)所做貢獻的大小差異，合理分配企業(yè)資源(Reinartz & Kumar, 2006)。

拉曼和庫馬爾(Ramani & Kumar, 2008)以美國企業(yè)為樣本，實證檢驗了互動導向?qū)究冃Ь哂姓蛴绊?。之后，相繼有學者研究表明：互動導向?qū)究冃Ь哂姓蛴绊?劉艷彬、袁平，2012；吳兆春、于洪彥，2013)，互動導向有利于提高基于顧客的創(chuàng)新績效(陳昊雯、李垣、劉衡，2011)，互動導向有利于提高新產(chǎn)品/服務績效(韓飛，2012)。我們認為，服務創(chuàng)新的基本要求是掌握和滿足顧客的個性化需求，互動導向正是以個體層面的顧客為服務對象，幫助企業(yè)準確把握顧客的特殊需求以提供個性化服務，輔助企業(yè)分辨不同顧客對企業(yè)的貢獻大小以優(yōu)化資源配置，鼓勵顧客參與以提高服務創(chuàng)新的成功率，這些皆有利于提高企業(yè)的服務創(chuàng)新績效(Chae, 2012; Edvardsson et al., 2012)。由此，研究提出如下假設：

H1：互動導向正向影響服務創(chuàng)新績效。

(二)互動導向與新服務開發(fā)之間的關系

門諾和羅斯(Menor & Roth, 2008)對新服務開發(fā)進行了深入的理論和實證研究，并開發(fā)了新服務開發(fā)量表，將其劃分為流程聚焦、市場敏捷性、新服務開發(fā)戰(zhàn)略和IT的運用等四個維度。流程聚焦主要是指新服務開發(fā)流程的規(guī)范性和標準化(Stevens & Dimtriadis, 2005)；市場敏捷性是指企業(yè)預測顧客未來需求變化并做出積極響應的能力(Kirca et al., 2005)；新服務開發(fā)戰(zhàn)略的制定要求綜合考慮企業(yè)的整體戰(zhàn)略、當前的服務能力和資源的可獲取性(Cooper et al., 1999)；IT的運用反映了企業(yè)在新服務開發(fā)中對信息技術的掌握和應用能力。

由上文可知，一方面，互動導向強調(diào)識別每位顧客的特殊需求和獲取顧客詳細的交易信息，可為新服務開發(fā)提供關鍵資源(Alam，Ian & Perry, 2002; Candi，2010)，使企業(yè)既能掌握顧客當前的需求，又能夠預測顧客未來的需求，有利于提高企業(yè)新服務開發(fā)的市場敏捷性 (Matthing, Sanden & Edvardsson, 2004; Chang & Wang, 2011)；另一方面，通過顧客價值管理，有效分辨不同顧客的價值大小，從而科學制定新服務開發(fā)戰(zhàn)略，合理分配企業(yè)資源(Lundkvist & Yakhlef, 2004)。由此，研究提出如下假設：

H2：互動導向正向影響新服務開發(fā)。

(三)新服務開發(fā)與企業(yè)服務創(chuàng)新績效之間的關系

服務創(chuàng)新績效反映的是服務創(chuàng)新的效率和效果，包括過程績效和結(jié)果績效兩個維度(Hsueh，Lin & Li, 2010)。其中，過程績效是指企業(yè)的服務創(chuàng)新有利于新的創(chuàng)新項目的開發(fā)，有利于企業(yè)服務開發(fā)流程的優(yōu)化、可提高企業(yè)的服務開發(fā)效率和提高企業(yè)對外部市場的快速響應能力等；結(jié)果績效是指通過服務創(chuàng)新可以達到降低企業(yè)的成本、提高企業(yè)的利潤、增強企業(yè)的競爭力和提高顧客滿意度等結(jié)果。新服務開發(fā)是一個有目標、有計劃、有組織和有控制的過程，與企業(yè)的整體戰(zhàn)略相結(jié)合，并遵循一定的標準和規(guī)范(Menor & Roth，2008)。因此，規(guī)范的新服務開發(fā)流程將有利于縮短企業(yè)服務開發(fā)時間，提高服務開發(fā)效率，從而提高服務創(chuàng)新的過程績效。成功的新服務的開發(fā)則將會為企業(yè)帶來利潤，有利于提高企業(yè)的市場占有率、競爭力、銷售額等，并獲得顧客滿意和忠誠，從而提高服務創(chuàng)新的結(jié)果績效(盧俊義、王永貴，2011)。由此，研究提出假設：

H3：新服務開發(fā)正向影響服務創(chuàng)新績效。

(四)新服務開發(fā)的中介作用

前文已分析了互動導向?qū)Ψ談?chuàng)新績效的正向影響，那么二者之間的作用機制如何呢？目前已有研究表明：企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)是企業(yè)戰(zhàn)略導向與企業(yè)績效的中介(Han， Kim & Srivastava， 1998)；企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)是市場導向與新產(chǎn)品績效的中介(Im & Workman， 2004; Panayides， 2006)；互動導向并不能直接導致良好的新產(chǎn)品績效，而是通過提供新產(chǎn)品推廣方案和開發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)品來實現(xiàn)的(Foss, Laursen & Pedersen， 2011)；新產(chǎn)品開發(fā)在互動導向和新產(chǎn)品績效之間發(fā)揮著中介作用(Ramani & kumar, 2008;韓飛，2012)。因此研究推斷，互動導向可為企業(yè)提供顧客信息這種關鍵資源，從而有利于新服務開發(fā)，而新服務開發(fā)又能促進企業(yè)服務創(chuàng)新績效的提高。由此，本研究提出假設：

H4：新服務開發(fā)在互動導向與服務創(chuàng)新績效之間發(fā)揮中介作用。

本文的研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

三、研究設計

(一)量表及問卷設計

本研究涉及的變量依次為：互動導向、新服務開發(fā)和服務創(chuàng)新績效，均使用李克特5點尺度量表進行測量。為了保證測量的信度及效度，本研究以相關文獻為基礎，均采用前人研究開發(fā)的成熟量表。

1.互動導向(Interaction Orientation，IO)

采用拉曼和庫馬爾(Ramani & Kumar, 2008)開發(fā)的量表，共包含四個維度：顧客理念、互動響應能力、顧客授權(quán)和顧客價值管理，又細分為13個題項。

2.新服務開發(fā)(New Service Development Competence， NSD)

借鑒門諾和羅斯(Menor & Roth, 2008)開發(fā)的測量量表，共四個維度：流程聚焦、市場敏捷性、新服務開發(fā)戰(zhàn)略和IT的應用，又細分為17個題項。

3.服務創(chuàng)新績效(Service Innovation Performance, SIP)

借鑒薛等(Hsueh, Lin & Li, 2010)的開發(fā)量表，包括過程績效和結(jié)果績效，共15個題項。

(二)樣本選擇及數(shù)據(jù)收集*中山大學管理學院研究生羅智、周月陽對本研究的數(shù)據(jù)收集提供了幫助。

數(shù)據(jù)采集從2013年5月到2014年5月，歷時1年。研究采用方便抽樣方法，以珠三角地區(qū)物流服務企業(yè)為樣本，主要通過電子郵件和廣州市林安物流園實地發(fā)放兩種方式收集問卷。研究共發(fā)放問卷500份，收回268份，剔除不合格問卷，共獲得242個有效樣本，有效問卷回收率為48.4%。樣本基本信息描述如下：就企業(yè)性質(zhì)而言，國有企業(yè)占19.8%，私營企業(yè)占41.3%，股份制企業(yè)占18.6%，外資企業(yè)占16.9%；就服務類型來看，主要提供運輸服務的企業(yè)占28.9%，主要提供倉儲服務的企業(yè)占5.8%，主要提供物流信息服務的企業(yè)占7.4%，提供綜合服務的企業(yè)占56.2%；就職工人數(shù)來看，100人以下的企業(yè)占27.7%，100至499人的企業(yè)占22.7%，500至999人的企業(yè)占11.6%，1000至4999人的企業(yè)占18.2%，5000人以上的企業(yè)占19.8%；就企業(yè)管理文化類型來看，中國大陸管理文化占74.8%，臺灣管理文化占6.2%，香港管理文化占5%，歐洲式管理文化站5%，日本式管理文化占5.8%，北美式管理文化占2.9%。另外，95.9%的企業(yè)成立時間在3年以上，受調(diào)查的人員皆在該企業(yè)工作2年以上且為主管級以上的管理者。

四、數(shù)據(jù)分析和假設檢驗

(一)信度和效度分析

1.信度分析

研究運用SPSS20.0對各量表進行內(nèi)部一致性Cronbach'sα系數(shù)檢驗。如表1所示，各變量的維度和整體的Cronbach's α系數(shù)介于0.823至0.945之間，均高于0.7的標準，表明研究各量表的信度皆較好。

表1 量表信度分析

2.驗證性因子分析

研究利用AMOS17.0分析各變量的模型擬合度，如表2所示。各變量的大部分指標都達到或非常接近相應的標準，綜合考慮，模型整體擬合比較理想，因此，我們下一步進行效度分析。

表2 量表驗證性因子分析擬合指標(N=242)

3.效度分析

首先，內(nèi)容效度分析。研究采用雙譯法、專家評判和深度訪談等方法對前人研究的成熟量表進行了修正，并進行了預測試，顯示量表具有較好的內(nèi)容效度。其次，收斂效度分析。研究對互動導向和新服務開發(fā)量表進行了二階驗證性因素分析，對服務創(chuàng)新績效量表進行了一階驗證性因素分析。結(jié)果表明，各變量的維度因素負荷量和各個觀測指標的因素負荷量皆大于0.7， AVE值皆大于0.5，CR值皆大于0.6(見表3)，因此各量表具有良好的收斂效度。再次，判別效度分析。如表3所示，互動導向、新服務開發(fā)和服務創(chuàng)新績效等變量的AVE值的平方根均顯著大于它們之間的相關系數(shù)，表明研究所采用量表均具有良好的判別效度(Fornell & Larker, 1981)。

表3 量表效度分析

(二)假設檢驗

1.回歸分析

研究首先采用K-S檢驗方法對數(shù)據(jù)進行正態(tài)性檢驗，檢驗結(jié)果表明數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布(P>0.05)，然后使用SPSS20.0軟件對假設進行檢驗。由于企業(yè)性質(zhì)、服務類型和企業(yè)規(guī)?？赡軙绊懫髽I(yè)服務創(chuàng)新績效(Song & Parry, 1997)，因此研究首先將這三個變量轉(zhuǎn)換為虛擬變量，然后借鑒艾曼和沃克曼(Im & Workman, 2004)提出的方法，構(gòu)建兩個回歸模型：(1)控制模型：Y=β0+β1(CON)+ε；(2)全模型：Y=β0+β1(CON)+ β2(X)+ε。模型中Y代表因變量，X代表自變量，CON代表控制變量，β0為常數(shù)項，β1、β2為系數(shù)，ε表示殘差。引入一個F統(tǒng)計量，進行回歸分析。模型具體含義如表4所示。

表4 兩模型因變量與自變量解釋

回歸檢驗結(jié)果如表5所示。在對假設H1和H3的檢驗中，控制模型都不顯著，加入自變量后全模型顯著，表明互動導向正向影響服務創(chuàng)新績效，新服務開發(fā)正向影響服務創(chuàng)新績效，假設H1和H3得證。在對假設H2的檢驗中，雖然控制模型顯著(說明控制變量對新服務開發(fā)有影響)，但加入自變量后，全模型的R2有了顯著提高(F值顯著，R2提高了0.217)，表明互動導向正向影響新服務開發(fā)，假設H2得證。

表5 回歸分析結(jié)果

2.中介變量檢驗

研究借鑒溫忠麟等人(2004)提出的依次檢驗的方法來檢驗新服務開發(fā)的中介作用。為避免多重共線性，我們將所有變量做了中心化處理。

表6 中介效應分析

因前文中我們已經(jīng)驗證了假設H1、H2和H3，所以該部分我們省略對模型Ⅰ和模型Ⅱ的分析(結(jié)論與前文一致)，重點分析模型Ⅲ。如表6所示，在模型Ⅲ中，先看F=143.639(P<0.001), 調(diào)整后的R2=0.542, ΔR2=0.546，說明模型整體顯著；再看βIO=0.147(P<0.01)顯著，但較模型Ⅰ中的影響有所降低，說明互動導向部分通過新服務開發(fā)對服務創(chuàng)新績效產(chǎn)生間接作用，因此新服務開發(fā)在互動導向與服務創(chuàng)新績效之間發(fā)揮部分中介作用，且中介效應為0.372，占總效應的71.7%，假設H4得到驗證。

五、研究啟示與展望

(一)研究啟示

1.理論意義

研究以物流服務企業(yè)為樣本，探索了互動導向與服務創(chuàng)新績效之間的關系和作用機制：互動導向正向影響服務創(chuàng)新績效，互動導向正向影響新服務開發(fā)，新服務開發(fā)正向影響服務創(chuàng)新績效，新服務開發(fā)在互動導向與服務創(chuàng)新績效之間發(fā)揮部分中介作用。為服務企業(yè)實施互動導向以提高服務創(chuàng)新績效提供了理論指導和支持，也對完善現(xiàn)有理論做出了一定貢獻。

2.實踐啟示

如以上研究所證，互動導向與新服務開發(fā)皆對服務創(chuàng)新績效具有正向影響，這為服務企業(yè)獲取良好的服務創(chuàng)新績效提供了新的方法和途徑。首先，樹立顧客觀念，針對不同顧客制定差異化的營銷策略和服務方式，以提高顧客滿意度，打造良好口碑，促進新服務的推廣；其次，建立企業(yè)信息管理系統(tǒng)，如建立顧客交易信息庫、顧客關系管理系統(tǒng)、顧客意見反饋系統(tǒng)、客服熱線、B2B和B2C互動平臺等，實現(xiàn)信息實時分享，提高新服務開發(fā)的市場敏捷性；第三，對顧客授權(quán)，將顧客納入到企業(yè)的新服務開發(fā)中來，如實施定制化生產(chǎn)、DIY、延遲制造等，降低服務創(chuàng)新的風險；第四，進行顧客價值管理，分析和預測不同顧客的價值大小，優(yōu)化企業(yè)資源配置，從而獲得良好的服務創(chuàng)新績效。

(二)研究不足和展望

研究對服務企業(yè)構(gòu)建互動導向進行新服務開發(fā)以獲取良好的服務創(chuàng)新績效具有一定的參考價值，但仍具有不足之處：第一，本研究僅以珠三角地區(qū)的物流服務企業(yè)為研究樣本，對其他地區(qū)和其他服務企業(yè)是否適用，還有待研究；第二，由于新服務開發(fā)在互動導向與服務創(chuàng)新績效之間的關系中發(fā)揮著部分中介作用，是否還存在其他中介變量和調(diào)節(jié)變量，還有待進一步研究。

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