销售人员自我效能感、薪酬结构偏好和任务协调倾向关系研究*

曹光明,陈启杰,韩小海

(1.上海财经大学 国际工商管理学院,上海 200433；2.中国邮政储蓄银行 合肥分行,合肥 230001)

一、引言

销售人员是企业重要的人力资源。销售人员作为企业的利润实现者，其本身包括两个方面的含义：首先企业通过销售人员的推销活动直接实现企业短期资金的回笼；其二，由于销售人员是联系企业和市场的一个纽带，企业通过销售人员的其他非销售活动影响市场和顾客需求甚至企业自身，从而保障企业长期利润的实现。

货币薪酬是对销售人员最重要的激励因素[1]。在销售管理实践中，销售经理们最为关心的是如何确定销售人员薪酬中固定薪酬和浮动佣金之间比例[2]。在实现激励销售人员的三个目标(努力的强度、努力的持久度和努力的方向)时，企业往往对薪酬结构和努力的方向之间的关系考虑不足[1]。此外，企业在确定销售人员薪酬结构时，往往着重考虑行业因素、工作特征以及销售人员市场供求状况，而对销售人员的薪酬机制偏好差异以及引起这种偏好差异的个体特征考虑不足，这导致了一些企业难以吸引和保留优秀的销售人员。

另外具有不同个体特征的销售人员对不同的活动投入偏好可能存在差异，一个明显的原因在于销售活动可以为业务人员带来丰厚的报酬，而一些非销售活动的投入可能短期并不产生效果。研究不同个体特征的销售人员任务协调倾向的差异，对企业销售岗位的工作设计和对销售人员的活动安排具有重要意义。

考虑到销售工作挑战性强、业绩波动大的特点对销售人员心理素质(尤其是自信心)有较高要求，本文将社会认知理论中的自我效能感(sense of self-efficacy)纳入研究，综合考察它与销售人员实际业绩能力、薪酬结构偏好和任务协调之间的关系。

二、相关研究概述

(一)自我效能感理论

自我效能感是由Bandura(1977)首先提出的，他将自我效能感定义为人们对实现特定目标所具有的信心或信念[3]。Bandura认为自我效能感对行为和认知有着重要的影响。自我效能感对人类行为选择的影响在于使他们更乐意去做那些自我效能感强的事情，人们对某项活动能力的自我效能感越强就会投入越多的精力[3]；在认知方面，自我效能感有助于减轻人们在面对困难和挫折时的失落感，自我效能感强的人拥有较强的自我调整能力，能够在挫折中重拾信心，自我效能感强的人对某方面活动投入的努力也具有高努力程度和高持久性的特点。

Bandura(1997)从心理学的角度指出自我效能感的形成主要受4个因素的影响：自身过去的成功经验、榜样的替代性经验、社会劝说以及心理和情绪状态[4]。自身过去成功的经验可能会促进自我效能感的形成或自我效能感的强化；榜样的替代性经验是指与自己有关方面相近的人的成功经验，它将有助于促进个体的自我效能感；社会劝说是指他人或组织的言语劝导，这种劝导往往对自我效能高的形成和强化有着较为重要的作用；在心理和情绪方面，一般情绪较为低落、生性悲观、沟通有障碍的人往往难以形成较强的自我效能感。

(二)薪酬结构偏好与多任务协调

基于代理理论的对销售人员薪酬结构的经典解释大多是从理论演绎开始的，在一系列较为严格的假设下，通过求解最优化得出最优的薪酬计划。

Basu等(1985)较早地将代理理论应用于销售人员控制体系中的薪酬激励问题中。该研究在单一产品销售和销售人员同质的假设前提下设定销售量x(t,θ)是销售人员投入工作时间t和外界不确定性θ的函数[5]。在以上条件下，当销售人员的效用函数具有不变风险规避程度δ而销售量呈Γ分布时，薪酬结构将以以下形式出现：

其中A表示固定工资，B表示佣金比例。Basu等人的模型(BLSS模型)表明当销售人员相对风险规避系数δ为0时，最优薪酬机制是线性的，即s(x)=A+Bx。比较静态分析表明，当销售人员的机会成本和外界不确定性增大时，固定工资在总体薪酬中比例应增加。Lal Outland和Staelin(1990)对一家电脑公司的三个销售队伍的实证研究证明了BLSS模型结论的正确性[6]。而John,George和Weitz(1989)针对161家大型企业的调查研究并未发现对BLSS模型的明显支持证据[7]。

Srinivasan和Lal(1993)不但摈弃了BLSS模型中的静态化假定，而且考察了销售人员的多产品销售问题[8]。他们的动态模型假定企业制定一个会计周期(通常是一年)的薪酬计划，销售人员在整个会计周期内选择努力程度，在此背景下他们考察了薪酬结构中固定工资和激励薪酬之间的比例关系而不仅是简单的薪酬水平问题。他们的研究表明：激励薪酬应随着努力有效性的增加而增加；随着销售人员面临的不确定性、绝对风险规避程度、边际产品、感知的努力成本和可选择的工作机会的增加，固定工资部分也应增加；当销售人员进行多产品销售时，对那些销售努力更有效的产品销售应给与更高的佣金比例。

Erevelles等(2004)放松了大部分营销理论研究文献中关于销售人员单维努力的假设，在此之前即使有些文献研究了销售人员多产品销售问题，但是仍然假设销售人员的任务是单维的(即只承担销售任务)[9]。他们用发展的MIPAM(Multiple Incentive Principal-Agent Model)模型考察了多任务和多种活动效率状态下销售人员的报酬问题，得出的结论包括：最优报酬合同应该是固定工资和激励薪酬的组合，而激励薪酬是对各项任务进行激励的总和；对那些努力对产出的作用越大的活动，越应强化激励；最优工资合同中应考虑到每项活动的努力程度；在努力水平不变的情况下，随着某项活动不确定性的增加，提成比例应降低。

但是使用多任务代理理论对销售人员薪酬结构的解释尚缺乏实证支持，因此本文将按照Bergen等(1992)的建议，从销售人员薪酬机制偏好着手研究其多任务下的活动协调情况[10]。

三、研究模型和假设

根据已有文献，自我效能感将对个体的活动选择偏好有着重要影响，在销售人员多任务状态下，不同自我效能感的个体将会产生不同的任务协调倾向。同时，自我效能感的差异又对个体的薪酬产生不同的期望。

在销售人员的活动中，销售活动和非销售活动的可衡量性是不同的。对业绩的较强激励将导致销售人员将过多的精力投入到销售活动中去，而忽视非销售活动的进行。因此，从销售人员角度看，薪酬结构偏好应该对其任务协调倾向是有影响的。

根据前述文献，自我效能感的自我调节机制对个体应付现实中的困难起着重要的作用，同时，个体自身过去的成功经验也对自我效能感的形成和强化起着重要的作用，因此我们将销售人员的实际业绩能力考察在内。一般地，销售人员实际业绩能力将是形成其期望收入的主要因素，这样，实际业绩能力的差异将导致不同的薪酬机制偏好和活动偏好差异。基于以上简要分析，本文提出如图1所示研究模型。

图1 研究的概念模型

按照Bandura(1997)从心理学的角度对自我效能感形成因素的阐述，自身过去的成功经验将对个体自我效能感的形成和强化产生重要的作用[4]；同时，自我效能感通过认知过程、动机过程和情感过程对行为的调节，将会使个体在面对困难时有着顽强的应付能力，有助于提升销售人员的实际业绩能力。因此我们提出假设：

H1：销售自我效能感和销售人员实际业绩能力显著正相关。

由于销售自我效能感表明的是销售人员完成销售业绩的信心，而薪酬结构中的浮动提成部分正是基于销售人员完成业绩的绝对数量的，因此自我效能感强的销售人员将对固定工资较低、浮动提成较高的薪酬结构产生更高的偏好。同样实际业绩能力是形成提成收入的重要因素，业绩能力越强的销售人员通过选择提成比例较高的薪酬结构，将增加自己的浮动薪酬。因此我们提出假设：

H2：自我效能感越强的销售人员越倾向于选择固定工资较低、提成比例较高的薪酬结构。

H3：实际业绩能力越强的销售人员越倾向于选择固定工资较低、提成比例较高的薪酬结构。

Bandura(1977)认为自我效能感对人类行为选择的影响在于使他们更乐意去做那些自我效能感强的事情，人们对某项活动能力的自我效能感越强就会投入越多的精力[3]。另外，同时考察业务人员销售自我效能感和实际业绩能力时，由于自我效能感和实际业绩能力越强的销售人员越可以在销售活动中获得更高的提成，而非销售活动的进行则增加了他的机会成本。因此我们提出假设：

H4：自我效能感越强的销售人员，越不倾向于进行任务协调。

H5：实际业绩能力越强的销售人员，越不倾向于进行任务协调。

根据多任务委托代理理论，在销售人员的工作中，销售活动的努力付出往往容易衡量，企业可以通过销售业绩对销售人员进行激励。而一些非销售活动虽然对企业很重要，但是却难以衡量这些活动的产出。对销售活动的较强激励将导致销售人员将过多的精力投入到销售活动中去，而忽视非销售活动的进行。从销售人员角度看，不同薪酬机制偏好代表了个体对收益的期望，越是倾向于选择和业绩相关程度较高的薪酬机制，越倾向于将精力投入到销售活动中，获取更高的期望收益。因此，提出以下假设：

H6：越是偏好固定工资较低、提成比例较高的销售人员，越不倾向于进行任务协调。

四、研究设计和方法

(一)变量界定和研究量表

本研究共涉及四个变量的测量，其中对销售人员实际业绩能力的衡量，考虑到销售人员自我报告可能存在的偏差，我们由该销售人员的上级主管对下属最近一段时期的业绩完成情况进行评分。在现存的文献中任务协调倾向尚无成熟量表可以借鉴，因此我们遵循Churchill和Gilbert(1979)提出的量表开发原则自行设计了量表[11]。利用SPSS15.0软件我们对初步设计的问卷进行了预测试，预测试共发放30份问卷，回收有效问卷27份，具体结果如下。

1.销售自我效能感

销售自我效能感主要是指销售人员完成销售业绩的信心。本文对销售自我效能感的测量主要采用Krishnan等(2002)研究中所使用的量表[12]，并适当引入了Srivastava和Sager(1999)的关键题项[13]。使用预测试数据进行了信度分析并使用因子分析法进行效度分析，自我效能感量表的KMO值为0.72，巴特莱特球体检验统计量的P值是0.000(小于0.01)，比较适合做因子分析，经主成分分析只提取出一个有效因子。其信度和效度分析结果如下：

表1 自我效能感量表的预测试结果

五个题项的因子载荷值都远在0.5以上，总计解释方差比为77.97%，Cronbach’sα为0.928，说明自我效能感量表具有很好的效度和信度。

2.薪酬结构偏好的测量

薪酬结构偏好是指销售人员对薪酬中固定工资和浮动佣金组合情况的偏好。薪酬结构偏好的测量使用了鲍明刚(2004)的量表[14]。预测试的薪酬结构偏好量表KMO值为0.732，巴特莱特球体检验统计量P值为0.000(小于0.01)，适合做因子分析，经主成分分析只提取出一个有效因子。量表的信度和效度分析结果如下：

表2 薪酬结构偏好量表的预测试结果

三个题项的因子载荷值都远在0.5以上，总计解释方差比为84.75%，Cronbach’sα为0.901，显示该量表效度和信度状况很好。

3.任务协调倾向的测量

在任务协调倾向量表设计时，结合多任务委托代理理论和我们的研究目的，将任务协调倾向定义为销售人员对销售活动和非销售活动的精力和时间投入进行合理安排以及协调工作的意愿。在对数位营销学教授和销售人员进行深度访谈的基础上，我们初步提出了任务协调倾向的测量题项，随后向一些销售人员征求意见并进行了修正，最后对修正后的量表进行预测试。预测试数据分析表明，任务协调倾向量表的KMO值为0.705，巴特莱特球体检验统计量P值为0.000(小于0.01)，适合做因子分析，并提取出一个有效因子。量表的信度和效度分析结果如下：

表3 任务协调倾向量表的预测试结果

所有题项因子载荷都大于0.7，五个题项共解释方差比为63.49%，Cronbach’sα值为0.849，因此任务协调倾向量表的效度较好，信度良好。

(二)调研方法

在实地调研中，作者首先向销售主管介绍了本研究的基本情况，他们大多表示支持我们的调查。在实施过程中，首先由我们对该销售主管的下属销售人员进行编号，并在问卷上标注，然后在主管和同学的帮助下将问卷发放给与编号相对应的销售人员。其中大部分问卷都是在一些企业每周一上午或周五下午的销售会议后，当场将问卷发放给对应的销售人员，请他们进行填写。最后，作者对已经填好的有效问卷根据编号在问卷上记下他们的姓名，请该销售人员的上级主管对该销售人员最近三个月的销售业绩进行评分。

正式调研共发放问卷170份，回收有效问卷154份，有效回收率为90%。调研对象的销售人员绝大多数为男性(约占87%)，平均年龄在30岁左右，文化程度大多为大专和本科。

(三)数据分析方法

本文的数据分析方法除了上面使用SPSS15.0软件进行量表的信度和效度分析外，为了检验我们提出的假设，还采用LISREL8.70软件对概念模型进行验证性因子分析、全模型检验和路径分析。

五、数据分析与结果

(一)验证性因子分析

对正式调研获得的数据进行了验证性因子分析，以进一步确定量表的效度。验证性因子分析各测量指标的标准化结果如表4所示。验证性因子分析结果再次证明我们设计的量表的效度是较为理想的。

表4 验证性因子分析标准载荷值和误差

(二)路径分析与假设检验

为了检验提出的研究模型真实性，我们使用LISREL8.70进行结构方程路径分析，得出所设立结构模型的几个主要拟合指标如表5所示：

表5 结构模型的主要拟合指标

其中χ2/df<3，非范拟合指数NNFI、范赋拟合指数NFI、增值拟合指数IFI和比较拟合指数CFI都靠近1，近似误差均方根RMSEA<0.1，说明我们提出的研究模型和数据的拟合程度情况良好。

路径分析结果如图2所示。

利用路径系数及其显著性，对我们前面提出的假设进行验证，结果列在表6中。

图2 结构路径系数图(标准化结果)

变量关系对应假设标准化路径系数T值假设验证结果自我效能感—业绩能力H10.445.54支持自我效能感→薪酬结构偏好H20.627.99支持业绩能力→薪酬结构偏好H30.253.72支持自我效能感→任务协调倾向H4-0.09-0.79基本不支持业绩能力→任务协调倾向H5-0.23-2.88支持薪酬结构偏好→任务协调倾向H6-0.42-3.46支持

其中，假设H1,H2,H3,H5,H6都得到有效支持，变量之间的路径系数也显著不为零。而销售自我效能感对任务协调倾向的路径系数为-0.09，T值绝对值小于2，假设H4未得到有效支持，自我效能感强的销售人员并不一定在销售活动产生过度的投入。考虑将自我效能感对任务协调倾向之间的路径删除，修正后的模型各项拟合指标和初始模型拟合指标的对比如表7所示：

表7 修正模型和初始模型的拟合指标对比

修正后模型各项拟合指标未有改善，某些拟合指标甚至有所恶化(χ2/df和RMSEA都有所增加)，因此本文最初提出的研究模型和真模型的差距较小。

六、研究结论、讨论与管理启示

(一)研究结论与讨论

综合以上研究可以看出，销售人员自我效能感、实际业绩能力、薪酬结构偏好和多任务协调倾向之间存在着较为密切的关系。

销售自我效能感和实际业绩能力具有相互促进的作用。一方面，较高的销售自我效能感会使销售人员的实际业绩能力得到提升；另一方面，按照Bandura(1997)从心理学的角度对自我效能感的形成过程的阐述，实际业绩能力对销售自我效能感的形成和强化也起着促进作用[3]。

销售自我效能感对其薪酬机制偏好形成有着重要的影响，自我效能感越强的销售人员越倾向于选择激励部分所占比例较大的薪资方式。由于自我效能感代表的是销售人员对自己销售能力的信心，较高的自我效能感使销售人员产生自我促进性的认知方式，从而对其应付挫折和压力产生重要的心理暗示作用。

实际业绩能力也是影响销售人员薪酬机制选择的重要因素。实际业绩能力越强的人越倾向于选择激励报酬所占比重较大的薪资方式。这个结论也非常符合现实逻辑，实际能力越强的销售人员通过选择与自身能力相适应的薪酬机制可以最大化自己的期望收入。

通过对多任务代理理论的阐述，我们认为越偏好较低固定工资、较高浮动薪酬的销售人员，越不倾向于进行任务协调。实证研究也证实了我们的假设。偏好激励薪酬比重较大的销售人员通过对销售活动的精力投入倾斜，将会获得更多的收益，而由于企业对非销售活动往往激励不足，由此导致了这些类型的销售人员减少非销售工作的投入，即产生了较低的多任务协调倾向。销售人员实际业绩能力对其任务协调倾向具有一定的解释作用，能力越强的销售人员越不倾向于对非销售活动进行投入。这可能是由于非销售活动投入具有时滞且不确定性较大。然而自我效能感强的销售人员并不一定产生较低的任务协调倾向。一个可能的原因是自我效能感的延展度(generality)使存在于销售领域的效能判断得以延伸到其他广阔领域，进而并未导致销售人员非销售活动投入的减少。

(二)管理启示

结合以上研究结论，我们认为本研究对管理实践具有以下指导意义。

销售人员销售自我效能感和实际业绩能力之间显著正相关，说明二者之间具有互相促进的作用。企业一方面在人才市场上应尽量招聘自我效能感较强的销售人员，另外一方面应创造条件使销售人员自我效能感得到强化。

销售自我效能感和销售人员实际业绩能力对薪酬结构偏好的作用显著为正，自我效能感和(或)实际业绩能力越强的销售人员越倾向于选择提成比例较大的薪酬方式。考虑到企业的薪酬机制是其向劳动市场发送的一个重要信号，在其他条件不变的情况下，企业应适度提高提成比例，以吸引优秀销售人员的加入和激发现有销售人员的工作热情。

实证研究结果表明，实际业绩能力越强的销售人员越不倾向于进行多任务协调；自我效能感和任务协调倾向之间的负相关关系不显著。这给企业的重大启示是：在工作设计和活动安排方面，尽量使能力较强的销售人员少承担非销售活动，而将这些对企业较为重要的非销售活动安排给那些能力较为平庸的销售人员。

越是偏好固定工资较低、提成比例较高的销售人员越不倾向于进行任务协调。这在一定程度上说明企业的薪酬设计将对销售人员的活动偏好产生重要影响，企业可以对薪酬结构进行合理设计，使销售人员在销售活动和非销售活动之间合理分配精力。

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