價值感知、信任傾向與誠信互助小組持續(xù)參與意愿研究

時運(yùn)濤，高琪，張聰群

1 蘇州市煙草公司常熟分公司，江蘇蘇州 215500；

2 寧波大學(xué)商學(xué)院，浙江寧波 315000

近年來，卷煙零售渠道面臨電商企業(yè)、零售連鎖企業(yè)、非煙類商品的沖擊與挑戰(zhàn)，增強(qiáng)渠道掌控力已成為煙草企業(yè)營銷網(wǎng)絡(luò)提質(zhì)升級的重要方向。為構(gòu)建和諧共贏的渠道間關(guān)系，增強(qiáng)渠道成員之間、渠道與行業(yè)之間的黏性，各級煙草公司陸續(xù)開始推進(jìn)誠信互助小組建設(shè)。雖然許多地區(qū)的小組覆蓋率已達(dá)較高水平，但由于推進(jìn)速度快、經(jīng)驗不足，且存在盲目追求建設(shè)數(shù)量、忽視運(yùn)行質(zhì)效等問題，部分零售客戶對小組建設(shè)的必要性和重要性的認(rèn)可度不高，持續(xù)參與小組的意愿并不強(qiáng)。

較高的持續(xù)參與意愿是誠信互助小組功能性作用有效發(fā)揮的關(guān)鍵。零售客戶加入小組的動力是獲利最大化，而煙草公司推動創(chuàng)建小組的目的是規(guī)范卷煙經(jīng)營秩序，實現(xiàn)各參與方共贏。零售客戶參加誠信互助小組會受到小組章程、公約等制度約束，并通過簽訂承諾書明確組員的權(quán)利與義務(wù)，具有一定的契約屬性。同為小組成員的零售客戶之間也存在競爭關(guān)系，相互猜忌甚至敵視是許多零售客戶的潛在意識，加之有的煙草公司的引導(dǎo)工作不到位、供貨策略不公開等因素影響，零售客戶對加入誠信互助小組抱有一定的防備心理。由上可以推測，對誠信互助小組的價值感知和信任程度是影響其成員持續(xù)參與意愿的重要因素。

理性行為理論認(rèn)為，個體行為受到行為意向的制約，而行為意向又受到態(tài)度、主觀規(guī)范、社會認(rèn)同等多種因素的影響。本文以理性行為理論為指導(dǎo)，結(jié)合蘇州地區(qū)誠信互助小組建設(shè)實際，建立了影響誠信互助小組成員持續(xù)參與意愿的理論模型，并對其進(jìn)行實證檢驗，以揭示價值感知和信任傾向?qū)M員持續(xù)參與意愿的作用機(jī)理。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 理論基礎(chǔ)

1.1.1 理性行為理論

作為卷煙零售客戶自發(fā)組建、自愿加入、自主管理的群眾團(tuán)體組織，其組員能否持續(xù)參與誠信互助小組，取決于對小組的感知有用性及以往參與小組的滿意度。零售客戶內(nèi)心對誠信互助小組是否認(rèn)同，會直接影響到下階段的行為態(tài)度。Fishbein和Ajzen[1]在1975年最先提出了理性行為理論（TRA），用來解釋和預(yù)測個體行為。TRA認(rèn)為影響個體行為是行為意愿決定的，而行為意愿則會受到態(tài)度和主觀規(guī)范的影響（如圖1）。態(tài)度是個體基于價值判斷和道德原則對行為結(jié)果的判斷和評價，主觀規(guī)范則是個體的規(guī)范性信念以及服務(wù)規(guī)范性信念的傾向[2]。學(xué)者們認(rèn)為，態(tài)度和主觀規(guī)范不能夠直接影響個體的行為，行為意愿在中間起到了中介效應(yīng)[1-2]。

圖1 理性行為理論模型Fig. 1 Model for theory of reasoned action

1.1.2 價值感知

誠信互助小組成立的目的是為了規(guī)范卷煙市場經(jīng)營秩序和提升零售客戶卷煙盈利水平。由于年齡、受教育水平、經(jīng)營時長、店鋪性質(zhì)等差異性較大，零售客戶對小組價值的認(rèn)知也千差萬別。Zeithaml[3]是較早提出感知價值理論的西方學(xué)者，他認(rèn)為價值感知作為一種主觀認(rèn)知，是個體對某一產(chǎn)品或服務(wù)體會到的所得與所失進(jìn)行衡量之后的總體評價。價值感知是“所得利益”與“付出成本”之間的相互權(quán)衡[4]，因此“權(quán)衡”的結(jié)果往往會影響到個體今后的參與行為。

1.1.3 信任傾向

零售客戶作為誠信互助小組成員，將他們的關(guān)系由競爭轉(zhuǎn)變?yōu)楹献魍枰粋€長期的適應(yīng)過程。同時，誠信互助小組從創(chuàng)建到日常活動的組織開展，始終沒有脫離煙草公司的引導(dǎo)與推動。因此，煙草公司前期各項政策實施的有效性、客戶經(jīng)理的服務(wù)能力等會直接影響零售客戶行為態(tài)度。信任是特定環(huán)境下信任主體、客體和社會環(huán)境之間相互作用的結(jié)果[5]，個體對被信任方的信任判斷會受到信任方自身的信任傾向和被信任方的可信度兩個方面因素的影響[6]。皮奧特·斯托姆卡[7]強(qiáng)調(diào)，信任傾向不僅僅是一種個人態(tài)度，也有可能成為眾多行為體的共同特征，進(jìn)而對單個行為體產(chǎn)生壓力或制約。當(dāng)個體具有較高的信任傾向時，不僅對其同伴的動機(jī)和行為產(chǎn)生更加積極和善意的預(yù)期，還能降低心理緊張、焦慮感，提高對組織的滿意感[9]。

1.2 研究假設(shè)

誠信互助小組采取的是自我管理、自我約束、相互監(jiān)督、誠信經(jīng)營的組織管理模式。雖然有小組章程、公約等制度約束，但組織形式依然較為松散，缺乏有效的外在契約約束力，導(dǎo)致成員的組織承諾難以實現(xiàn)。小組成員有著各自的利益訴求，成員之間的凝聚力不強(qiáng)，使得誠信互助小組發(fā)揮的作用有限。

理性行為理論認(rèn)為，個體行為受到了個體行為意愿的影響，而個體行為意愿又受到態(tài)度、主觀規(guī)范、社會認(rèn)同等多種因素的影響[2]。價值感知來自于個體的經(jīng)驗和體驗，體現(xiàn)為個體的需求滿足程度，是個體行為決策的一個主要因素[10]。信任傾向作為個體對他人的一種期望。增加信任可以減少組織內(nèi)部摩擦，提高組織凝聚力，對組織中人的行為和整個組織產(chǎn)生巨大的影響[12]。因此，要真正發(fā)揮誠信互助小組的“誠信”和“互助”功能，最重要的就是小組作用的有效發(fā)揮以及小組目標(biāo)、價值觀獲得小組成員的認(rèn)同。

綜上，本文認(rèn)為，影響誠信互助小組成員持續(xù)參與的最關(guān)鍵因素是組員對誠信互助小組的價值感知和信任傾向。結(jié)合實際，本文將價值感知分為“功能價值感知”“情感價值感知”和“成本付出感知”三個維度，將信任傾向分為“對煙草公司的信任”“對其他零售客戶的信任”以及“對誠信互助小組的信任”三個維度。并提出以下假設(shè)：

H1：價值感知對組員持續(xù)參與意愿有積極影響。

H1a：功能價值感知顯著正向影響組員持續(xù)參與意愿。

H1b：情感價值感知顯著正向影響組員持續(xù)參與意愿。

H1c：成本付出感知顯著反向影響組員持續(xù)參與意愿。

H2：信任傾向?qū)ζ涑掷m(xù)參與意愿有積極影響。

H2b：對其他零售客戶的信任顯著正向影響組員持續(xù)參與意愿。

H2c：對小組的信任顯著正向影響組員持續(xù)參與意愿。

H3：價值感知對其信任傾向有積極影響。

H3a：功能價值感知顯著正向影響組員信任傾向。

H3b：情感價值感知顯著正向影響組員信任傾向。

H3c：成本付出感知顯著反向影響組員信任傾向。

H4：信任傾向在價值感知與組員持續(xù)參與意愿之間起中介作用。

2 模型構(gòu)建與變量度量

基于以上的文獻(xiàn)梳理和理論假設(shè)，本文構(gòu)建了圖2所示的理論模型。該模型包括3個結(jié)構(gòu)變量，分別是價值感知、信任傾向和持續(xù)參與意愿，箭頭表示了3個變量之間的相互關(guān)系。

表1 測量指標(biāo)設(shè)計Tab. 1 Design of measurement indexes

3 實證分析

3.1 樣本來源與特征

使用“問卷星”設(shè)計電子問卷，利用工作上的業(yè)務(wù)關(guān)系，2019年9月4—6日發(fā)動客戶經(jīng)理在誠信互助小組微信群發(fā)送問卷鏈接和填表說明。期間，共回收電子問卷611份，其中有效問卷569份，樣本涉及蘇州常熟、吳中、吳江等多個區(qū)域。樣本特征統(tǒng)計結(jié)果如表2。

此次個人所得稅法改革取得的突破性進(jìn)展，就是實現(xiàn)了從分類征收到綜合與分類相結(jié)合的稅制，而邁出這一步，中國用了22年時間。

表2 樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab. 2 Results of sample descriptive statistics

3.2 數(shù)據(jù)質(zhì)量分析

3.2.1 信度檢驗

使用SPSS22.0對各測量題項的CITC值和α值進(jìn)行檢驗。一般來說，當(dāng)CITC值小于0.4時，會影響模型信度；α值低于0.5時，說明量表信度不夠。據(jù)此，刪除不合理的測量題項TC4、CP4。由表3可知，修改后的測量題項均滿足評價指標(biāo)，說明量表具有相當(dāng)?shù)男哦取?/p>

表3 變量信度檢驗Tab. 3 Results of variable reliability test

3.2.2 效度檢驗

由表4的檢驗結(jié)果可知，潛在變量的KMO檢驗值均大于0.6，且數(shù)據(jù)樣本的總體KMO檢驗值為0.933，x2統(tǒng)計值的顯著性水平為0，說明數(shù)據(jù)具有相關(guān)性。

表4 KMO測度和Bartlett球體檢驗Tab. 4 KMO measure and Bartlett’s test of sphericity

3.3 模型評價

3.3.1 驗證性因子分析

使用AMOS21.0對各變量進(jìn)行驗證性因子分析。一般認(rèn)為，多元相關(guān)平方值（R2）超過0.3，模型就具有較好的預(yù)測能力；組合信度大于0.7，說明觀察指標(biāo)之間的關(guān)聯(lián)度較高；平均方差抽取量高于0.36，表示測量誤差較小。據(jù)此，刪除不合理的題項TS1。由表5可知，修改后的測量變量均滿足評價指標(biāo)，說明各量表具有較好的收斂效度。

表5 驗證性因子分析結(jié)果Tab. 5 Results of confirmatory factor analysis

3.3.2 結(jié)構(gòu)方程模型分析

（1）價值感知與持續(xù)參與意愿關(guān)系的假設(shè)檢驗

采用極大似然估計法，運(yùn)用AMOS21.0對關(guān)系模型進(jìn)行驗證。由圖3可知，3個潛變量與其測量指標(biāo)間的因子載荷都大于0.7，P值大于0.05，AGFI、GFI等指標(biāo)都達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)?？ǚ阶杂啥缺戎禐?.441，介于1至2之間，說明樣本數(shù)據(jù)與模型的擬合程度較高。

圖3 參數(shù)估計結(jié)果Fig. 3 Results of parameter estimation

由表6可知，“功能價值感知”對持續(xù)參與意愿產(chǎn)生直接的正向影響（0.91），“情感價值感知”與“成本付出感知”對持續(xù)參與意愿的影響并不顯著。假設(shè)H1a通過驗證，H1b、H1c未通過驗證。

表6 模型參數(shù)估計結(jié)果Tab. 6 Results of model parameter estimation

（2）信任傾向與持續(xù)參與意愿關(guān)系的假設(shè)檢驗

由圖4可知，3個潛變量與其測量指標(biāo)間的因子載荷都大于0.6，P值大于0.05，AGFI、GFI等指標(biāo)都達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)?？ǚ阶杂啥缺戎禐?.107，說明樣本數(shù)據(jù)與模型的擬合程度較高。

圖4 參數(shù)估計結(jié)果Fig. 4 Results of parameter estimation

由表7可知，“對誠信互助小組信任”正向影響持續(xù)參與意愿（0.86），“對煙草公司信任”“對零售客戶信任”與持續(xù)參與意愿之間的關(guān)系不顯著，假設(shè)H2c通過驗證，H2a、H2b未通過驗證。

表7 模型參數(shù)估計結(jié)果Tab. 7 Results of model parameter estimation

（3）信任傾向的中介作用假設(shè)檢驗

圖5為“價值感知”的3個一階外生潛變量與“信任傾向”二階中間變量及“持續(xù)參與意愿”內(nèi)生潛變量之間的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)圖。由檢驗結(jié)果可知，模型的適配度指標(biāo)均達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)，說明理論模型較為理想。

圖5 參數(shù)估計結(jié)果Fig. 5 Results of parameter estimation

由表8可知，“功能價值感知”（0.608）與“情感價值感知”（0.389）對組員的信任傾向產(chǎn)生直接正向影響，而“成本付出感知”的作用不明顯；作為二階中間變量的“信任傾向”對組員的持續(xù)參與意愿的影響并不明顯；價值感知中，除“功能價值感知”（0.84）對組員的持續(xù)參與意愿有直接正向影響外，“情感價值感知”與“成本付出感知”的影響也不明顯。假設(shè)H3a、H3b通過驗證，H3c未通過驗證。同時，在整體模型評估中，價值感知與持續(xù)參與意愿關(guān)系的假設(shè)再次得到檢驗，即假設(shè)H1a通過驗證，H1b、H1c未通過驗證。

表8 模型參數(shù)估計結(jié)果Tab. 8 Results of model parameter estimation

進(jìn)一步驗證“信任傾向”的中介效應(yīng)。由表9可知，組員的持續(xù)參與意愿受功能價值感知的影響最大（0.84），功能價值感知和情感價值感知對信任傾向的直接效應(yīng)為0.608、0.389，而信任傾向?qū)Τ掷m(xù)性參與的影響卻不顯著（0.028），說明信任傾向在價值感知與持續(xù)參與意愿之間不產(chǎn)生中介效應(yīng)，假設(shè)H4未通過驗證。

表9 中介效應(yīng)分析結(jié)果Tab. 9 Results of mediating effect analysis

4 結(jié)果討論與政策建議

4.1 結(jié)果討論

實證結(jié)果表明：組員對誠信互助小組功能價值感知會直接正向影響其對小組的信任傾向和持續(xù)參與意愿，同時當(dāng)組員對誠信互助小組具有較高的信任傾向時，對其持續(xù)參與意愿也有積極正向影響；情感價值感知雖然對信任傾向有直接正向影響，但對持續(xù)參與意愿的影響不顯著?？紤]到誠信互助小組處于建設(shè)初期，且零售客戶與煙草公司、零售客戶之間的關(guān)系較為特殊，組員對煙草公司、其他零售客戶的信任傾向及參與誠信互助小組的成本付出感知不是其持續(xù)參與意愿的影響因素。同時，通過潛變量標(biāo)準(zhǔn)化影響效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，信任傾向的中介效應(yīng)不顯著。

由實證結(jié)果可知，零售客戶作為誠信互助小組成員，同時也是自主經(jīng)營和自負(fù)盈虧的市場主體，其參加誠信互助小組最先考慮到的是誠信互助小組的功能性作用是否能夠有效實現(xiàn)。當(dāng)預(yù)期收益大于付出成本時，即便需要耗費(fèi)一定的時間、物資甚至資金，零售客戶也會持續(xù)參與誠信互助小組。同時，當(dāng)零售客戶發(fā)現(xiàn)誠信互助小組的確能帶來擴(kuò)大人際關(guān)系網(wǎng)、增強(qiáng)經(jīng)營能力、提升盈利水平等好處時，會進(jìn)一步增強(qiáng)他們對誠信互助小組、煙草公司及其他零售客戶的信任感，進(jìn)而推動誠信互助小組建設(shè)朝著良性循環(huán)方向發(fā)展。作為一個由零售客戶、煙草公司多方參與的行業(yè)協(xié)會型組織，煙草公司牽頭推動、客戶經(jīng)理宣傳推廣以及其他零售客戶示范引導(dǎo)會直接影響零售客戶的信任傾向，進(jìn)而對零售客戶持續(xù)參與誠信小組起到引導(dǎo)作用。

4.2 政策建議

依據(jù)實證結(jié)結(jié)論，我們認(rèn)為：（1）守信用、穩(wěn)市場、促規(guī)范、育品牌、增盈利和樹形象是誠信互助小組的核心功能，六大功能最終落腳點(diǎn)就是誠信互助小組成員獲得更大收益。實證研究表明，學(xué)到經(jīng)營管理技巧、穩(wěn)定卷煙價格與增加盈利、了解煙草法律法規(guī)知識是是吸引組員自發(fā)持續(xù)參與誠信互助小組活動最重要的原因。在現(xiàn)實情況中，煙草公司要做好市場研究、品牌培育、市場凈化等工作，進(jìn)而為誠信互助小組功能作用的發(fā)揮創(chuàng)造有利條件。（2）誠信互助小組建設(shè)雖然是煙草公司推動的，但其管理終究要回歸到誠信互助小組成員自身上，實現(xiàn)自我管理、自我約束、相互監(jiān)督。實證研究表明，誠信互助小組的效果性如何、是否給組員一種安全感是組員判斷參與誠信互助小組管理必要性的依據(jù)。因此，在誠信互助小組創(chuàng)建與管理過程中，要合理選擇誠信互助小組組長、科學(xué)開展誠信互助小組活動，小組帶頭人要不定期的與組員談心談話，了解組員需求，營造一種輕松活躍的小組氛圍。（3）誠信互助小組是零售客戶在一起共同組建的組織，其主體就是廣大零售客戶。由于位置臨近，長期以來，零售客戶之間相互猜忌、惡性競爭情況較為嚴(yán)重。雖然誠信互助小組組建后增加了零售客戶之間的相互了解，但許多零售客戶依然抱有防備心理，相互之間的信任度依然不高，這就會影響零售客戶組員持續(xù)參與誠信互助小組的積極性。因此，煙草公司客戶經(jīng)理、誠信互助小組帶頭人要豐富活動形式，改變“滿堂灌”式的單向交流方式，通過小組座談、組內(nèi)相互參觀等方式增加組員之間交流的機(jī)會，提升組員之間的信任度。