授權賦能如何影響服務創(chuàng)新行為
——價值共創(chuàng)意愿與內部控制機制的雙重影響

毛 倩，顧 穎，姜麗莎

(西北大學 經濟管理學院，陜西 西安 710127)

0 引言

2015年中國服務業(yè)首次占中國國內生產總值的50%以上，根據國際定義，中國已進入服務經濟時期。然而，中國服務業(yè)供給同質化嚴重，無法滿足國內快速增長和升級需求，導致需求外溢，因而需要企業(yè)通過服務創(chuàng)新解決該問題[1]。服務業(yè)一線員工與顧客接觸密切，擁有及時感知顧客需求及需求變化的條件，其服務創(chuàng)新行為更加貼合顧客期望，在企業(yè)服務創(chuàng)新過程中具有關鍵作用[2]。因此，如何促進一線員工服務創(chuàng)新行為是理論界和服務型企業(yè)亟需解決的問題。已有研究從領導角度探討授權賦能對員工創(chuàng)新行為的影響，發(fā)現(xiàn)授權賦能可以促使員工目標與組織目標相一致，有利于創(chuàng)新，但大多聚焦于知識技術型企業(yè)，針對服務型企業(yè)的研究較少。

此外，關于授權賦能與員工創(chuàng)新行為之間作用機制的研究匱乏?，F(xiàn)有研究以心理賦能、自我效能感、工作壓力等為中介變量[3]，未考慮員工價值共創(chuàng)意愿的作用。近年來，價值共創(chuàng)成為理論研究的重點，國內服務型企業(yè)如攜程就通過價值共創(chuàng)獲得強大的競爭優(yōu)勢。價值共創(chuàng)是指員工、顧客和企業(yè)通過資源整合共同創(chuàng)造價值的過程[4]。在價值共創(chuàng)趨勢下，員工不是簡單地為顧客提供產品和服務，而是與顧客形成合作關系。員工價值共創(chuàng)意愿直接影響其與顧客交互的程度，決定服務型企業(yè)價值共創(chuàng)質量。現(xiàn)有研究證實，當一線員工愿意與顧客進行價值共創(chuàng)時，員工會獲得大量顧客操作性資源[5-6]。根據服務主導邏輯，操作性資源是企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的根本資源，有利于企業(yè)創(chuàng)新[4]。因此，只有當員工價值共創(chuàng)意愿較強時，才可能獲得顧客資源，進而通過整合資源進行創(chuàng)新。價值共創(chuàng)意愿是員工態(tài)度問題，Cheong等[7]提出，相較于員工行為，授權賦能對員工態(tài)度的影響更加顯著，授權賦能通過作用于員工態(tài)度進而影響員工行為。那么，員工價值共創(chuàng)意愿在授權賦能與服務創(chuàng)新行為間是否具有中介作用？同時，受組織情境的調節(jié)作用，授權賦能對員工態(tài)度的影響是權變的[3]。內部控制機制作為一種組織情境，包含行為控制和結果控制，兩者對人力資源的激勵約束表現(xiàn)不同，進而影響授權賦能與員工態(tài)度的關系。那么內部控制機制如何影響授權賦能對員工價值共創(chuàng)意愿的作用？為了解決以上問題，本文以服務業(yè)為研究對象，基于資源保存理論，探討授權賦能對服務創(chuàng)新行為的作用，以及價值共創(chuàng)意愿和內部控制機制的雙重影響。本文創(chuàng)新之處在于：

(1)豐富員工創(chuàng)新行為研究情境。現(xiàn)有員工創(chuàng)新行為研究以高新技術企業(yè)為主，本文針對服務業(yè)的服務創(chuàng)新行為進行研究，是對現(xiàn)有研究情境的拓展。

(2)豐富授權賦能與員工創(chuàng)新行為間作用機制研究?，F(xiàn)有研究以心理賦能、自我效能感等為中介變量[3]，本文提出并驗證員工價值共創(chuàng)意愿的中介作用，為二者作用機制研究提供全新視角。

(3)引入內部控制機制探討授權賦能的權變效應。授權賦能并不總能起積極作用，探討其邊界條件非常重要，但現(xiàn)有研究比較匱乏[8]。本文從內部控制機制視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)其對于授權賦能與員工價值共創(chuàng)意愿具有調節(jié)作用，可為后續(xù)相關研究提供支持。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 授權賦能與服務創(chuàng)新行為

目前，學術界存在兩種授權賦能概念：第一種將授權賦能根植于組織環(huán)境，將其定義為一套實踐，包括將責任下放給下級，使下級在執(zhí)行工作任務時享有更大的決策權；第二種認為，授權賦能是一種基于員工感知的四維度心理狀態(tài)，通常稱為心理授權[9]。Leach等[10]對上述兩種概念進行區(qū)分，指出第二種概念是第一種概念的結果，即通過情境授權賦能產生心理授權。本研究基于第一種概念，探討授權賦能對服務創(chuàng)新行為的影響。

已有大量研究證實授權賦能與員工創(chuàng)新行為間存在正相關關系。李偉等[11]以中國電力企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)授權賦能可以為員工提供更多選擇和決策參與機會，從而實現(xiàn)高水平創(chuàng)新；Naqshbandi等[12]認為，授權賦能可以促使員工目標與組織目標相一致，賦予自主性和決策權能夠使員工主動探索和評估新知識，進而有利于創(chuàng)新；Dedahanov等[13]對已有研究進行總結，從4個方面闡述授權賦能對創(chuàng)新行為的作用機制：第一，授權賦能促使員工認為其可以控制組織事務，并且為達到預期目標而對組織事務加以改變，這種對于組織事務的影響力導致創(chuàng)新行為產生；第二，依據自我決定理論，授權賦能帶來的自主工作環(huán)境會考慮員工的觀點、感受，通過給予其選擇和信息消除壓力，而工作中的自主性對員工創(chuàng)造力提升至關重要；第三，授權賦能可以促使員工認為自己已獲得足夠的能力，會更有信心完成工作，增加對工作的興趣，進而改善創(chuàng)新行為；第四，授權賦能可以讓員工體會工作的意義，激發(fā)高水平內在動機，進而提升其創(chuàng)新能力。綜上所述，現(xiàn)有研究側重于授權賦能對員工創(chuàng)新行為的積極影響，該影響通過增強員工自我感知等中介效應發(fā)揮作用，但仍存在以下問題：①從研究背景而言，現(xiàn)有研究重點關注技術類企業(yè)員工創(chuàng)新行為，缺乏對服務業(yè)創(chuàng)新的探究；②從研究機制而言，已有研究側重于個體因素，同時考慮組織情境與個體因素的實證分析較少。為了解決以上問題，本文引入新的影響機制，深入分析授權賦能對服務創(chuàng)新行為的作用。

服務創(chuàng)新行為是指為了響應顧客個性化需求而開發(fā)新產品、新服務，以及對現(xiàn)有產品或服務不斷改進的過程。服務創(chuàng)新強調通過與顧客不斷交流進行創(chuàng)新[14]。對于服務型企業(yè)，授權賦能會給予一線員工更多決策權和自主權，使員工感到被組織重視，進而增強對工作的興趣，從而愿意付出更多精力與顧客交流。同時，授權賦能會為員工創(chuàng)造更多學習機會，促使員工掌握更多與服務相關的知識和技能，進而在與顧客交流中有效識別顧客需求、感知顧客需求變化，為了有效滿足顧客需求而進行更加廣泛的思考，從而產生服務創(chuàng)新行為[15]。根據以上討論，本文提出如下假設：

H1：授權賦能與服務創(chuàng)新行為正相關。

1.2 價值共創(chuàng)意愿的中介作用

隨著經濟發(fā)展和顧客地位提升，企業(yè)與顧客間不再是簡單的買賣關系，而是合作共贏的伙伴，企業(yè)需要與顧客進行價值共創(chuàng)。已有研究重點關注顧客價值共創(chuàng)意愿，探討如何通過外界刺激促使顧客參與價值共創(chuàng)。但價值共創(chuàng)是一個相互影響的過程，其主體包括顧客與企業(yè)，其質量取決于企業(yè)與顧客的接觸過程[16]。服務業(yè)一線員工與顧客接觸密切，因而其在價值共創(chuàng)活動中扮演著重要角色，是價值共創(chuàng)過程的重要人力資本[17]，其價值共創(chuàng)意愿直接影響與顧客的交互程度。大量研究證實，當一線員工愿意與顧客進行價值共創(chuàng)時，會促使顧客參與價值共創(chuàng)[5-6]。而顧客參與價值共創(chuàng)能夠促使與其密切接觸的一線員工獲得大量顧客資源，依據服務主導邏輯，顧客資源是企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的根本資源，當員工愿意將顧客資源及時反饋給企業(yè)時，企業(yè)才有可能對顧客資源進行高效整合，為顧客提供個性化服務體驗，進而提升核心競爭力。根據Ballantyne等[18]、孫永波等[19]、王新新等[20]，張婧等[21]的研究成果，價值共創(chuàng)包括互動、關系和知識共享3個維度。因此，本文將員工價值共創(chuàng)意愿定義為員工與顧客互動、關系管理、獲得顧客資源并共享給企業(yè)的程度。

一方面，授權賦能能夠為員工帶來更多資源。價值共創(chuàng)實現(xiàn)的前提條件是向顧客提供產品、服務、信息等資源[22]，因而擁有更多資源的員工具備參與價值共創(chuàng)的資源基礎。Hobfoll[23]提出資源保存理論，發(fā)現(xiàn)個體總會努力獲取和保存資源。根據資源保存理論，擁有更多資源的員工，不但不容易遭受資源損失，而且有可能為獲取更多資源進行資源投資，會表現(xiàn)出更積極的工作態(tài)度[24]。服務業(yè)一線員工會將資源更多地服務于顧客，與顧客深入互動、保持良好的關系等。與顧客深入交互會增強顧客價值共創(chuàng)意愿，促使顧客投入自己的資源，進而促使員工通過資源投資獲取顧客資源。同時，授權賦能會讓員工感到被組織重視，類似獲得非經濟性報酬，增強員工對組織的歸屬感和認同感，誘發(fā)員工產生回報組織的義務感。因此，員工會將所獲取的顧客資源及時與企業(yè)共享，實現(xiàn)顧客與企業(yè)價值共創(chuàng)。因此，授權賦能會帶來積極的員工價值共創(chuàng)意愿。

另一方面，員工積極的價值共創(chuàng)意愿使其能夠快速把握顧客需求變化，通過比較現(xiàn)有產品和服務與顧客需求間的差異，員工會產生彌補現(xiàn)有不足的創(chuàng)意。與顧客緊密聯(lián)系可以使員工獲得來自組織外的異質性資源，該資源為員工將創(chuàng)意落地提供支持，促使員工創(chuàng)新行為產生[25]。已有研究表明，整合顧客資源是員工實現(xiàn)創(chuàng)新的重要途徑。同時，員工積極的價值共創(chuàng)意愿使其對于顧客個性化需求的理解非常深刻，而對顧客深入了解有利于說服企業(yè)支持創(chuàng)新，保證創(chuàng)新順利實施。因此，積極的價值共創(chuàng)意愿能夠促使一線員工產生可實現(xiàn)、創(chuàng)造性和以客戶為中心的服務創(chuàng)新行為[26]。根據以上討論，本文提出如下假設：

H2：價值共創(chuàng)意愿在授權賦能與服務創(chuàng)新行為間起中介作用。

1.3 內部控制機制的調節(jié)作用

中國《企業(yè)內部控制應用指引第3號》明確提出，為了發(fā)揮人力資源的重要作用，企業(yè)在進行內部控制設計時應建立和完善人力資源的激勵約束機制，即內部控制機制包含對于人力資源的激勵和約束。然而，內部控制機制分為行為控制和結果控制兩類，不同的內部控制機制對于人力資源的激勵約束表現(xiàn)不同。當公司以企業(yè)戰(zhàn)略為導向，關注目標實現(xiàn)過程時，會傾向于選擇行為控制，行為控制主要通過制定過程考核標準、對過程進行獎勵激勵員工，要求員工對企業(yè)文化、企業(yè)產品與服務具有深層次了解；當公司強調短期財務績效時，會選擇結果控制，結果控制通過制定大量高標準規(guī)則、對結果進行獎勵激勵員工，從而確保財務目標實現(xiàn)[27]。

行為控制注重員工對企業(yè)的長期貢獻，能夠促進團隊成員間的溝通交流，實現(xiàn)資源流通與共享[28]。授權賦能所提供的資源不一定是員工所需的，通過資源流通與共享，員工獲得所需資源，基于資源保存理論，該資源會促使員工產生更加積極的工作態(tài)度，表現(xiàn)出更強的價值共創(chuàng)參與意愿。Tepper等[29]研究表明，所需資源與所獲資源匹配會產生更加積極的結果。結果控制關注短期財務績效，會為員工制定高標準的績效指標，促使員工產生較大的工作與心理壓力，進而使員工產生資源喪失感知[30]。根據資源保存理論，相較于資源獲取，資源喪失對個體的心理作用更加顯著，個體為了避免資源損失會致力于安全地完成任務，導致態(tài)度比較保守，僅局限于完成績效指標，傾向于向顧客推銷已有產品，而不會通過深層次地與顧客互動了解其個性化需求，表現(xiàn)為價值共創(chuàng)意愿不積極。

此外，價值共創(chuàng)強調的是深入互動和資源整合，是企業(yè)與顧客維系長期關系的過程。行為控制注重過程獎勵，在行為控制機制下，員工基于授權賦能帶來的資源積極參與價值共創(chuàng)以獲得組織肯定和獎勵。Faraj等[3]研究表明，在企業(yè)注重過程任務時，授權賦能會產生更加顯著的正向影響。結果控制關注短期財務指標，已有研究表明，顧客需求的多樣化與復雜性會提升價值共創(chuàng)難度，需要員工投入大量時間與精力[31]。但是，短期內通過價值共創(chuàng)提升員工個人績效并非易事。因此，結果控制機制下即使授權賦能能夠帶來資源，由于無法確保結果績效實現(xiàn)而難以獲得組織獎勵，員工參與價值共創(chuàng)意愿的積極性會降低。根據以上討論，本文提出如下假設：

H3：行為控制正向調節(jié)授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響，即相對于低行為控制，高行為控制下授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響更顯著。

H4：結果控制負向調節(jié)授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響，即相對于高結果控制，低結果控制下授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響更顯著。

根據上述分析，本文構建一個調節(jié)中介模型，探究授權賦能對一線員工服務創(chuàng)新行為的影響路徑及條件，具體研究模型如圖1所示。

圖1 服務創(chuàng)新行為影響機制概念模型

2 研究設計

2.1 變量測量

本文根據已有研究成果對各變量進行測量。除控制變量外，對所有測量題項均采用李克特5點計分法進行測度，其中，1表示“完全不同意”，5表示“完全同意”。

授權賦能(EMP)采用王輝等[32]開發(fā)的量表，包含4個題項。內部控制機制參考史麗萍等[28]的研究成果，行為控制(BC)包括3個題項，結果控制(RC)包含4個題項。價值共創(chuàng)意愿(VCI)依據Ballantyne等[18]、孫永波等[19]、王新新等[20]、張婧等[21]的研究量表，選擇9個題項進行測度。服務創(chuàng)新行為(SIB)采用Susanne等[33]開發(fā)的量表，包含6個題項。

對于控制變量，參照已有創(chuàng)新行為研究，對性別(Gender)、年齡(Age)、學歷(Education)及在當前企業(yè)的工作年限(Years)進行控制。其中，男性=1，女性=2；25歲以下=1，26～35歲=2，36～45歲=3，45歲以上=4；中專=1，高中=2，大專=3，本科=4，研究生及以上=5；1年以下=1，1～3年=2，3～5年=3，5年以上=4。

2.2 檢驗模型

本文構建如下5個數(shù)學模型，模型(1)用來檢驗授權賦能與服務創(chuàng)新行為之間的關系；模型(1)、模型(2)和模型(3)用來檢驗授權賦能、價值共創(chuàng)意愿與服務創(chuàng)新行為間的關系；模型(4)和模型(5)用來檢驗授權賦能、內部控制機制(行為控制和結果控制)與價值共創(chuàng)意愿間的關系。

SIB=α0+α1Gender+α2Age+α3Education+α4Years+α5EMP+ε

(1)

VCI=β0+β1Gender+β2Age+β3Education+β4Years+β5EMP+θ

(2)

SIB=γ0+γ1Gender+γ2Age+γ3Education+γ4Years+γ5EMP+γ6VCI+λ

(3)

VCI=κ0+κ1Gender+κ2Age+κ3Education+κ4Years+κ5EMP+κ6BC+κ7EMP*BC+μ

(4)

VCI=π0+π1Gender+π2Age+π3Education+π4Years+π5EMP+π6RC+π7EMP*RC+η

(5)

2.3 預調研

為了保證量表更加貼合本文研究情景，在正式調研前進行預調研。預調研發(fā)放問卷150份，有效問卷124份，有效問卷回收率82.67%。運用SPSS25.0對初始量表進行信度和效度檢驗，發(fā)現(xiàn)在對授權賦能和價值共創(chuàng)意愿兩個構念進行測量時，授權賦能存在5個題項，價值共創(chuàng)意愿存在3個題項，如果刪除上述題項，信度和效度則會有顯著改善。由此，授權賦能量表刪除“我的主管會嚴肅地指出我工作中的過錯”“我的主管會因為我沒完成工作目標而給以批評”“我的主管經常詢問我的工作進展情況”“我的主管注重工作目標”“我的主管注重工作結果”5個題項，剩余19個題項；價值共創(chuàng)意愿量表刪除“我會主動為顧客解決問題”、“為了維系與顧客的關系，我會適時調整”、“‘合作與讓步’是維系良好客戶關系的關鍵因素”3個題項，剩余6個題項。本研究各變量測量題項見表1。

2.4 研究樣本與數(shù)據采集

選擇創(chuàng)新服務型企業(yè)進行調研，通過個人關系向調研企業(yè)一線員工發(fā)放紙質問卷或電子問卷，數(shù)據收集時間為2020年8～10月，共計收回550份問卷，剔除無效問卷后，剩余有效問卷427份，有效問卷回收率77.64%。樣本分布情況如表1所示。總體來說，樣本符合本研究要求。

表1 樣本分布情況

2.5 共同方法偏差與信效度檢驗

2.5.1 共同方法偏差

本研究的調查問卷由服務型企業(yè)員工個人填寫，可能存在同源數(shù)據的共同方法偏差問題，因而選擇Harman單因子進行檢驗。對所有變量測量題項進行主成分分析，旋轉后的第一個公因子解釋的方差比例為23.26%(小于 50%)，說明研究結果不會受同源數(shù)據的顯著影響。

2.5.2 信效度檢驗

本研究運用SPSS25.0和AMOS17.0對量表進行信度與效度檢驗。如表2所示，各變量Cronbach's α系數(shù)和CR值均高于0.7，高于0.6的可接受門檻，說明量表具有良好的內部一致性，信度較高。各變量的KMO值均大于0.6，巴特利球體檢驗的p值為0，說明從各題項內容可以提取出大部分題項信息。對量表整體進行KMO檢驗和巴特利球體檢驗，KMO值為0.898，大于0.6，巴特利球體檢驗的p值為0，表明問卷具有結構效度，可以進行因子分析。在此基礎上，運用AMOS17.0進行驗證性因子分析，如表2所示。各變量測量題項的因子載荷系數(shù)均大于0.5，且在p值為0的條件下具有統(tǒng)計顯著性，說明量表具有聚合效度。表3變量相關系數(shù)表顯示，所有變量的AVE 的平方根均大于其與其它變量的相關系數(shù)，表明度量具有區(qū)別效度[34]。因此，綜合來看，本研究量表具有較好的信度和效度。

表2 量表信度與效度檢驗結果

表3 Pearson相關與AVE平方根值

3 實證結果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計與相關分析

利用SPSS 25.0進行描述性統(tǒng)計和相關性分析(見表4)。從各變量均值看，調查對象所處公司對于一線員工授權賦能程度較高，員工表現(xiàn)出積極的價值共創(chuàng)意愿和服務創(chuàng)新行為，各公司采用行為控制機制多于結果控制機制。Pearson相關系數(shù)顯示，授權賦能與行為控制、結果控制、價值共創(chuàng)意愿及服務創(chuàng)新行為間均具有顯著相關關系，行為控制與結果控制具有顯著相關關系，服務創(chuàng)新行為與行為控制、結果控制及價值共創(chuàng)意愿間均具有顯著相關關系。本文將通過回歸模型作進一步檢驗。

表4 各變量均值、標準差與相關系數(shù)

3.2 假設檢驗

本研究選用層次回歸進行假設檢驗。主效應及中介效應各模型的方差膨脹因子(VIF)在1.045～1.710之間，調節(jié)效應各模型的方差膨脹因子(VIF)在1.069～4.646之間，VIF值均小于10，意味著不存在多重共線性問題，研究結果可靠。

3.2.1 主效應及中介效應檢驗

如表5模型1顯示，授權賦能正向影響服務創(chuàng)新行為(β=0.227，p<0.001)。因此，H1得到驗證。模型2顯示，授權賦能正向影響價值共創(chuàng)意愿(β=0.251，p<0.001)。模型3顯示，在加入價值共創(chuàng)意愿變量后，授權賦能對服務創(chuàng)新行為仍具有正向影響，但影響力有所降低(β=0.159，p<0.01)。根據溫忠麟等[35]的研究成果，如果自變量分別對因變量和中介變量具有顯著影響，加入中介變量后自變量對因變量的影響減小或消失，則表明自變量通過中介變量對因變量產生影響。本研究模型1、模型2和模型3滿足上述條件，證明價值共創(chuàng)意愿在授權賦能與服務創(chuàng)新行為間起中介作用。因此，H2得到驗證。模型2和模型3顯示，授權賦能對價值共創(chuàng)意愿、價值共創(chuàng)意愿對服務創(chuàng)新行為、授權賦能對服務創(chuàng)新行為均具有正向影響(β=0.251，p<0.001；β=0.271，p<0.001；β=0.159，p<0.01)?？梢姡瑑r值共創(chuàng)意愿在授權賦能對服務創(chuàng)新行為的影響過程中起部分中介作用，中介效應為0.251*0.271=0.068，效應占比為0.068/0.227=29.938%。

表5 主效應及中介效應檢驗結果

3.2.2 調節(jié)效應檢驗

為避免自變量與交互變量相關性過高產生共線性問題，本文對授權賦能、行為控制和結果控制進行中心化處理，進而生成授權賦能*行為控制、授權賦能*結果控制的交互變量。表6模型3顯示，將授權賦能、行為控制、授權賦能與行為控制的交互變量全部放入回歸方程后，授權賦能與行為控制的交互變量正向影響價值共創(chuàng)意愿(β=0.104，p<0.01)，H3得到證實。表6模型6顯示，將授權賦能、結果控制、授權賦能與結果控制的交互變量全部放入回歸方程后，授權賦能與結果控制的交互變量負向影響價值共創(chuàng)意愿(β=-0.081，p<0.05)，H4得到證實。

表6 調節(jié)效應(因變量：價值共創(chuàng)意愿)

為了更直觀地揭示行為控制、結果控制對授權賦能與價值共創(chuàng)意愿關系的調節(jié)作用，本文分別在高于和低于平均值的一個標準差水平上繪制行為控制、結果控制授權賦能對價值共創(chuàng)意愿影響的斜率圖，如圖2所示。當行為控制水平高時，授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響增強。具體斜率分析顯示，當行為控制水平高于一個標準差時，授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響回歸斜率為0.372，p<0.001；當行為控制水平低于一個標準差時，授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響回歸斜率為0.157，p<0.01。如圖3所示，當結果控制水平高時，授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響減弱。具體斜率分析顯示，當結果控制水平高于一個標準差時，授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響回歸斜率為0.183，p<0.01；當結果控制水平低于一個標準差時，授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的回歸斜率為0.351，p<0.001。

圖2 行為控制在授權賦能與價值共創(chuàng)意愿關系中的調節(jié)作用

圖3 結果控制在授權賦能與價值共創(chuàng)意愿關系中的調節(jié)作用

4 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證研究結論的可靠性，采用以下方法進行穩(wěn)健性檢驗。

(1)改變服務創(chuàng)新行為、行為控制及結果控制3個變量的測量方法。對于服務創(chuàng)新行為，借鑒姚艷虹等[36]的研究成果，測量題項包括“工作中，能提供改進流程、服務或銷售等方面的新想法”、“工作中，能采用新方法和新技術手段降低成本、提高效率或增加產出”、“能總結出可行的新工作方法、服務方式等”等6個題項。對于行為控制和結果控制，借鑒劉新民等[37]的研究成果，行為控制測量題項包括“公司內部共享有關競爭者戰(zhàn)略的信息”“管理人員經常討論競爭者的優(yōu)勢和戰(zhàn)略”“管理層經常和員工交流競爭者的信息”3個題項，結果控制測量題項包括“公司追求財務目標的實現(xiàn)”“公司追求快速成長”“公司追求股東利益最大化”“公司追求短期競爭力”4個題項。上述3個量表的Cronbach's α系數(shù)均大于0.6，說明量表具有較好的信度。主效應及中介效應檢驗結果如表7所示。模型1顯示，授權賦能正向影響服務創(chuàng)新行為(β=0.933，p<0.001)。模型2顯示，授權賦能正向影響價值共創(chuàng)意愿(β=0.745，p<0.001)。模型3顯示，在加入價值共創(chuàng)意愿變量后，授權賦能對服務創(chuàng)新行為仍具有正向影響，但影響力有所降低(β=0.645，p<0.001)，表明價值共創(chuàng)意愿在授權賦能對服務創(chuàng)新行為的影響過程中起部分中介作用，效應占比為30.922%。調節(jié)效應檢驗結果如表8所示。模型3顯示，授權賦能與行為控制的交互變量正向影響價值共創(chuàng)意愿(β=0.097，p<0.1)。模型6顯示，授權賦能與結果控制的交互變量負向影響價值共創(chuàng)意愿(β=-0.134，p<0.1)。

表7 主效應及中介效應穩(wěn)健性檢驗結果：替換變量

表8 調節(jié)效應穩(wěn)健性檢驗結果：替換變量

(2)使用Bootstrap和分組回歸方法再次進行檢驗。主效應及中介效應。參照Luqiong等[38]的研究成果，運用Process程序的Bootstrap進行檢驗，設定抽樣次數(shù)5 000次，置信水平95%,結果如表9所示。價值共創(chuàng)意愿在授權賦能與服務創(chuàng)新行為間的中介作用檢驗結果系數(shù)區(qū)間的最低值為0.034，最高值為0.113，不包括數(shù)字0,說明價值共創(chuàng)意愿在授權賦能對服務創(chuàng)新行為影響過程中的中介作用顯著。進一步，在控制價值共創(chuàng)意愿對服務創(chuàng)新行為的影響后，授權賦能對服務創(chuàng)新行為的影響依然顯著(0.031，0.288)，說明授權賦能直接影響服務創(chuàng)新行為，價值共創(chuàng)意愿在授權賦能對服務創(chuàng)新行為的影響過程中起部分中介作用。

表9 主效應及中介效應穩(wěn)健性檢驗結果(Bootstrap檢驗)

調節(jié)效應。參照伊力奇等[39]的研究成果，將行為控制和結果控制按照中位數(shù)分成高低兩組，設為虛擬變量后進行分組回歸，結果如表10所示。整體模型中，授權賦能顯著正向影響價值共創(chuàng)意愿(β=0.251，p<0.001)。高行為控制組中授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響相較整體模型更加顯著(β=0.343，p<0.001)，而低行為控制組中二者沒有顯著關系，表明行為控制在授權賦能與價值共創(chuàng)意愿關系間具有正向調節(jié)作用。低結果控制組中授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響更加顯著(β=0.306，p<0.001)，而高結果控制組中二者沒有顯著關系，表明結果控制在授權賦能與價值共創(chuàng)意愿關系間具有負向調節(jié)作用。對高低行為控制和結果控制水平下的回歸系數(shù)進行組間系數(shù)T檢驗發(fā)現(xiàn)，組間系數(shù)均具有統(tǒng)計學意義(0.002**，0.018*)，進一步證實調節(jié)效應的存在。

表10 調節(jié)效應穩(wěn)健性檢驗結果(分組回歸)

上述穩(wěn)健性檢驗結果均與表5、表6一致，證實本文結果具有可靠性。

5 結語

5.1 結論

本文基于資源保存理論，以服務業(yè)為樣本，探討授權賦能對于服務創(chuàng)新行為的作用，以及價值共創(chuàng)意愿和內部控制機制的雙重影響，得到主要結論如下：

(1)授權賦能可以促進服務創(chuàng)新行為。授權賦能可以給予服務業(yè)一線員工更多決策權，使其感到被組織重視而更愿意進行更加廣泛的思考，進而產生服務創(chuàng)新行為。

(2)價值共創(chuàng)意愿在授權賦能和服務創(chuàng)新行為關系間起部分中介作用。授權賦能帶來的資源促使服務業(yè)一線員工愿意與顧客深入交互并進行價值共創(chuàng)，而通過價值共創(chuàng)獲得的異質性資源又會激發(fā)員工服務創(chuàng)新行為。

(3)行為控制正向調節(jié)授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響，結果控制負向調節(jié)授權賦能對價值共創(chuàng)意愿的影響。價值共創(chuàng)強調資源交互過程，行為控制注重過程考核，在行為控制下員工更愿意通過授權賦能帶來的資源積極參與價值共創(chuàng)；結果控制注重短期績效目標，而通過資源交互實現(xiàn)價值共創(chuàng)并非易事，無法短期內快速提升員工績效。因此，在結果控制下，即使授權賦能可以帶來資源，也會降低員工參與價值共創(chuàng)的積極性。

5.2 啟示

本文提出并驗證員工價值共創(chuàng)意愿在授權賦能與服務創(chuàng)新行為間的中介作用，豐富了授權賦能與員工創(chuàng)新行為作用機制研究，同時發(fā)現(xiàn)內部控制機制對授權賦能與員工價值共創(chuàng)意愿關系具有調節(jié)作用，拓展了授權賦能邊界條件。本文管理啟示如下：

(1)服務型企業(yè)應加強對一線員工的授權賦能。授權賦能既可以給予員工充分的權力，使其自主決策自己的工作，也可以給予員工培訓、學習、鍛煉等機會，使其不斷提升自己。多種形式的授權賦能會讓員工產生工作熱情和工作主動性，激發(fā)其服務創(chuàng)新行為。

(2)服務型企業(yè)要注重增強員工價值共創(chuàng)意愿。吸引顧客參與價值共創(chuàng)已經達成共識，但價值共創(chuàng)是雙方互動行為，服務業(yè)一線員工與顧客接觸密切，價值共創(chuàng)質量取決于員工與顧客的交互程度。因此，服務型企業(yè)要注重增強員工價值共創(chuàng)意愿，進而獲取并整合顧客資源，實現(xiàn)服務創(chuàng)新。

(3)為了增強員工價值共創(chuàng)意愿，服務型企業(yè)可考慮制定注重過程考核的內部控制機制。價值共創(chuàng)是主體間通過互動為彼此創(chuàng)造價值的過程，需要員工投入大量時間與精力，短期內可能不會有一個非常明確的結果。因此，注重過程考核的內部控制機制能夠促使員工通過積極參與價值共創(chuàng)獲得組織肯定與獎勵，而注重財務績效目標的內部控制機制可能導致員工僅關注短期目標，而不愿在價值共創(chuàng)方面有過多付出。