商业企业服务氛围与一线员工服务绩效研究：自我效能的中介作用

王显成+++陆相林

中图分类号：F59 文献标识码：A

内容摘要：本文基于员工情感管理相关的服务氛围、自我效能等行为科学理论，构建了以员工自我效能为中介变量的服务氛围对服务绩效作用的机制模型。以425份服务性商业企业一线员工的有效调查问卷作为样本，运用结构方程路径分析及有效性检验，确定了员工自我效能对服务氛围与员工服务绩效作用的中介作用；运用回归分析方法分析发现自我效能水平不同，造成服务氛围与员工服务绩效作用机制的差异。

关键词：服务氛围 服务绩效 自我效能 一线员工 商业企业

引言

服务行业中，一线员工与顾客的互动是实现顾客价值的重要途径（Schneider，2004）。当前服务提供趋向于个性化、定制化，员工与顾客的交往、服务过程与消费过程的交互日益强化，使得管理人员对员工实时监控的有效性呈现弱化趋势，而良好服务氛围的营造则可在一定程度上弥补上述不足。服务氛围（service climate）是员工对组织期望、支持奖励、优质服务等政策、程序行为的主观感知，是个体对于组织重视优质服务程度的整体主观评价（张若勇，2009）。国内外众多研究结果表明，服务氛围会影响员工的工作态度和行为，增强员工的服务导向意识，激励员工努力做好服务工作，为顾客提供优质的服务（凌茜，2007）。

服务氛围作用于员工的效果如何，根本取决于员工对服务过程环境的解释和评价，尤其是服务过程中情感劳动（Emotional Labor）付出的认可程度（张若勇，2009）。而当前企业服务管理，特别是商业类一线员工服务管理中，过于强调服务规范约束，对员工服务中的情感因素（如自我效能）缺乏关怀。因此探索自我效能、服务氛围和员工服务绩效之间的联系、发现服务氛围提升员工服务绩效的清晰路径成为研究的主要目的。基于上述分析，本研究从三个方面对现有成果进行总结和拓展。第一，对最新的服务氛围、员工服务自我效能研究进行整理，设计了新的调查量表。第二，基于员工情感管理视角，结合案例进行实证分析，考察员工自我效能的中介作用及其对服务氛围与一线员工服务绩效关系的影响。第三，通过实证对“企业为什么要招聘高素质員工？”问题给出自我效能视角的解释，并探索综合考虑服务氛围营造和员工情感管理因素下，提升员工服务绩效的基本路径。本研究结果不仅丰富了服务氛围及员工情感管理理论，而且有助于指导新时期我国服务企业的管理实践。

理论基础与研究假设

（一）服务氛围及其对员工服务绩效的影响研究

1930年Lewin提出氛围（Climate）概念，Weick、Mills指出真正影响个体行为的是个体感知，而非个体所处的客观环境（范丽群，2006），即员工对工作环境的主观感知是影响其活动的决定性因素。现有服务氛围的界定存在两种观点，一种认为服务氛围是个体感知，另一种认为服务氛围是组织感知（张若勇，2009）。本文采用第一种观点，认为“服务氛围”是员工基于自身判断，在服务过程中对服务环境形成的一种主观知觉和解释，具有个体差异性，是员工对于组织期望、支持与奖励服务等方面的政策、程序与行为的感知和看法。

服务绩效是指员工个人控制下的与组织目标相关、为顾客服务、帮助顾客的行为（Liao，2004）。研究表明服务氛围可从多个方面对组织、员工及顾客行为等产生重要影响，从而影响员工的服务绩效。首先，服务氛围可对员工的工作满意、情感承诺、组织忠诚度、努力水平等工作态度和行为产生直接显著的正向影响（Lenka，2010）；其次，服务氛围以员工工作态度和行为为中介变量，进而影响员工工作绩效（Voon B，2009）；再次，服务氛围还会对顾客服务质量感知产生显著的直接影响（Poujol J，2009），进而影响顾客满意和顾客忠诚（Martínez-Tu，2011）；最后，服务氛围还对组织经营绩效产生直接影响（Lytle，2006）。因此，服务氛围可作为组织、员工及顾客行为研究的前因变量。

在服务环境中，顾客体验是员工绩效评价的重要因素之一，基于顾客体验制定明晰的员工服务绩效标准，有利于激励员工的工作敬业行为。服务可靠、可信、胜任、有礼、反应灵敏、善解人意等是顾客共识性服务体验要求（Liang，2010），可作为员工服务绩效评价的重要依据。对旅行社、饭店业、餐饮业等典型商业企业一线服务员工的实证研究均表明，服务氛围对员工服务任务绩效和关系绩效均存在正向影响（李艳丽，2012；梅玉骅，2010）；对公共企业的实证表明，员工的积极主动、意见表露等服务导向显著正向影响员工的任务绩效（石慧，2016）。

综上所述，服务氛围、员工服务绩效相关研究已经取得了丰富成果。其中，服务氛围常被作为组织、员工及顾客行为研究的前因结果；服务绩效常被作为组织、员工及顾客行为研究的结果变量。上述研究成果为本文的开展提供了重要理论依据，据此提出如下假设：

H1：企业服务氛围对员工服务绩效存在显著的正向促进关系。

H1a：企业服务氛围对员工服务任务绩效存在显著的正向促进关系。

H1b：企业服务氛围对员工服务情感绩效存在显著的正向促进关系。

（二）自我效能及其对员工服务绩效的中介影响

自我效能是指个体对实现特定领域行为目标所需个人能力的整体信心或信念，是个体面对困难时仍持之以恒的根本动力（Bandura，1993），与工作特征、人格特质、工作满足等因素高度相关（郭斌，2012）。通过自我效能感知，个体可确定自己能否在特定情景中恰当而有效地做出行为表现（张勇，2013）。在管理学领域，自我效能被众多成果证明是预测绩效的最佳指标之一。拥有高自我效能的员工乃至管理者，都会表现更积极的态度、动机、信心行为、组织承诺和自我控制等，进而促进其绩效乃至整个组织绩效的提高（Alessandri，2015；张韫黎，2009）。endprint

有研究发现，自我效能部分中介了员工组织支持服务氛围感知和离职意向之间的关系（Michel，2007）。Luthans（2008）等实证研究发现组织支持服务氛围和员工服务结果（服务绩效、满意度和组织承诺）之间存在显著正向关系，且发现自我效能等四个维度对上述二者之间的关系有显著中介作用。通过对南佛罗里达酒店员工的实证研究，发现酒店员工态度、动机和行为对顾客服务质量感知有显著影响；同时发现员工自我效能对知识绩效目标导向和服务质量感知关系存在中介作用（Bodouva，2009）。

综上所述，自我效能的中介作用已经得到了众多研究成果的证明，这为本文分析商业企业员工自我效能、服务氛围和服务绩效联系机制提供了一定理论依据。良好服务氛围下，个体易获得自身成功的要素，易借鉴上司、同事成功经验，其努力行为能及时得到上司和同事认可，能保持良好的团队意识和健康的心理状态。然而，当前有关自我效能如何作用于服务氛围与员工服务绩效之间的联系成果较少，通过服务氛围提升员工服务绩效的路径仍有待进一步清晰，服务氛围、自我效能和服务绩效的交叉研究仍有待深化，有关自我效能的测量及其在不同领域的适用性仍然有待进一步研究（Bandura，1993；Sherer，1982）。

基于上述已有研究成果，本文提出如下假设：

H2：企业服务氛围对员工自我效能存在显著的正向促进关系。

H3：员工自我效能在服务氛围和员工服务绩效之间起中介作用。

H3假设可进一步表述为：

H3a：员工自我效能在服务氛围和员工服务任务绩效之间起中介作用。

H3b：员工自我效能在服务氛围和员工服务情境绩效之间起中介作用。

综合上述思考，构建自我效能中介作用的概念模型如图1所示。

研究方法

（一）变量确定

为了确保测量的信度及效度，在服务氛围、自我效能以及服务绩效等衡量方法上，主要参考国外文献中比较成熟的量表，再结合中国企业实际加以适当调整。问卷通过英语—汉语，继而汉语—英语的互译，并与原问卷量表对比，从而保证了问卷设计的恰当性。其中，服务氛围量表主要参考Schneider（2004）的量表，共设计了8个题项，反映了一线员工对服务环境的主观感知，包括知识和服务技能要求、服务衡量和监测、服务认可与奖励、整体服务质量、服务保障支持、顾客沟通、员工沟通、企业支持等8个方面。服务绩效量表主要参考Liao（2004）等设计的服务绩效量表并适当加以修正。对题项结合研究实际，进行英汉互译，对评分原则进行了调整，由原来的六分制，变成了七分制。量表有7个题项，分为任务绩效和情景绩效，其中任务绩效包括3个题项，用来评价服务员工完成操作规定任务的情况；情景绩效包括4个题项，衡量员工超出工作任务要求的行为，属于以顾客为中心的组织公民行为。自我效能量表主要参考Sherer（1982）等使用的量表并适当加以修正，包括7个题项。

（二）样本概述

在浙江的商业企业问卷调查中，其中服装零售业15家、文体用品零售业3家、家電零售业4家、百货零售业8家、超市零售业4家、餐饮服务业11家，总共发出550份问卷。依据以下原则剔除无效问卷：对部分或整体问题作答相同、题目或个人填写有遗露、选项填写有规律变化的问卷加以剔除，共得到有效问卷425份，有效率为77.27%。有效样本年龄均在17-38岁，男性占比31%，女性占比69%。小学及以下占比2%，初中毕业占比63%，高中与职业高中占比27%，大专与高等职业学校占比7%，本科及以上占比1%。

研究结果

（一）量表信度与效度检验

计算各观测变量的均值，从而判定服务氛围、员工自我效能与员工服务绩效三个潜变量的基本水平（见表1）。各观测变量的赋值最低分为1分，最高分为7分，中值取4。当得分值低于4时，说明观测变量水平较差，而且得分值越低，观测变量水平越差；反之亦然。X1-X8为服务氛围题项，X9-X15为员工自我效能题项，Y1-Y7为员工服务绩效题。本文采用SPSS20对数据进行信度检验和探索性因子分析（表1）。结果显示，服务氛围、自我效能和服务绩效的KMO值分别为：0.918、0.869和0.773，α系数分别为：0.703、0.689和0.701，这说明服务氛围、自我效能和服务绩效量表内部的一致性较好，且效度达到较高水平。

为进一步验证量表区分效度，采用Amos20对数据进行验证性因子分析（见表2）。根据相关研究结果（吴明隆，2009）可知，服务氛围、自我效能和服务绩效的多项拟合指标都达到了较为理想的结果，说明模型和数据拟合良好。

（二）假设验证

在验证本研究相关变量具有良好的信度和效度基础上，对各变量进行描述性和相关分析。分析时，选取联变量所有题的均值作为变量的值。分析结果显示：服务氛围、自我效能、任务绩效、情景绩效的整体均值依次为4.810、4.925、5.089、4.883，均大于中值4，说明四个题项的整体水平都比较高，任意两两相关变量系数均小于0.5，标准差大于0.6（见表3）。其中服务氛围与员工服务绩效相关系数β=0.21（p<0.05），与任务绩效、情景绩效显著相关（β=0.27，p<0.01；β=0.46，p<0.01）；服务氛围与自我效能显著相关（β=0.37，p<0.01）。

（三）中介效应检验

为进一步检验服务氛围对服务绩效的影响及自我效能的中介作用，通过Amos20软件进行结构方程模型拟合，以一般化最小平方法作为估计方法，得到“服务氛围—服务绩效：自我效能调节”的结构方程模型路径图（见图2），以及模型的路径参数检验指标（见表4）。图2中方框代表观测指标变量，椭圆代表外生潜变量和内生潜变量，单箭头方向代表直接影响关系。endprint

由图2可知，CMIN/DF=1.464，RMSEA=0.044，AGFI=0.909，GFI=0.924，P值为0，符合显著性要求。根据相关研究结果（吴明隆，2009），初步判断本文构建结构模型可以接受。

结构模型参数估计结果表明：企业服务氛围对员工服务绩效存在显著的正向促进关系（r=0.59，p<0.05）；企业服务氛围对员工任务绩效、情景绩效r值分别为0.54、0.62（p<0.05），说明H1、H1a、H1b成立。企业服务氛围对员工自我效能也存在显著的正向影响（r=0.43，p<0.05），因此假设H2成立。加入自我效能后，企业服务氛围对员工服务绩效也存在显著的正向促进关系，其r值为0.23（p<0.05），说明自我效能在服务氛围对员工服务绩效之间存在部分中介效应；同理，加入自我效能后，企业服务氛围对员工任务绩效、情景绩效的r值分别为0.21、0.26（p<0.05），说明自我效能的中介效应也存在，因此H3、H3a、H3b成立。

（四）员工自我效能水平差异对预测结果的影响

为了进一步检测员工自我效能水平差异对预测结果的影响，以全体员工自我效能均值为界限，高于均值者归入高自我效能群组，低于均值归入低自我效能群组。把调查对象分为高自我效能群组和低自我效能群組两个群组，采用回归方法，进一步分析不同员工自我效能水平对服务氛围和员工服务绩效之间关系的中介作用。

第一，分析高、低自我效能两个群组中服务氛围对自我效能的影响，发现低自我效能群组下，服务氛围对自我效能有显著影响（β=0.039，p<0.001），高自我效能情景下，服务氛围对自我效能同样有显著影响（β=0.712，p<0.001）。尽管如此，二者影响水平差异较大，低自我效能的标准化回归系数β=0.039，而高自我效能的标准化回归系数β=0.712。据求得的回归方程绘制示意图，如图3所示。对于低自我效能群组，其服务氛围变化幅度较大，取值位于[2.125，6.500]之间，其自我效能水平处于较低水平，取值仅位于[3.870，4.645]之间，随服务氛围增长上升水平较为缓慢。对于高自我效能群组，其服务氛围变化幅度较小，取值位于[3.500，7.000]之间，其自我效能水平处于较高水平，取值位于[4.805，6.749]之间，随服务氛围增长上升水平较快。

第二，分析高、低自我效能两个群组中自我效能对服务绩效的影响，发现低自我效能情景下，自我效能对服务绩效无影响（β=-0.054，p=0.368>0.05，不能通过检验），而高自我效能情景下，自我效能对服务绩效有显著影响（β=0.410，p<0.001）。即是说对于低自我效能员工而言，其自我效能对其服务绩效并无影响；当员工属于高自我效能类型，构建的回归模型能通过检验，即是说对于高自我效能员工而言，其自我效能对其服务绩效有显著影响。由于这里低自我效能群组回归方程不能通过检验，因此利用调查对象整体和高自我效能群组进行对比，分析自我效能水平高低对服务绩效的影响（见图4）。对于调查对象整体，其自我效能变化幅度较大，取值位于[2.286，7.000]之间，其服务绩效水平处于较低水平，取值仅位于[4.309，5.530]之间，随自我效能增长上升水平较为缓慢。对于高自我效能群组，其自我效能变化幅度较小，取值位于[5.000，7.000]之间，其服务绩效水平处于较高水平，取值位于[4.856，5.769]之间，随自我效能增长上升水平较快。

结论与建议

（一）研究结论与建议

研究确定了员工服务氛围与服务绩效的相关作用，即企业服务氛围对员工服务绩效存在显著的正向促进关系。服务氛围越强的企业，员工表现出越高的任务绩效和情境绩效。在管理实践中，企业要注意服务氛围的营造和培育。一方面，要大力提倡员工的主动氛围行为，采取“点赞”等形式，表扬主动服务的员工，通过树立榜样，营造服务氛围；也可以实施“积分制”等形式，将员工的主动服务转换为相应的积分，而积分可以换取企业提供的一些福利（如带薪休假、报销培训学费），从而让员工感受到企业是真心实意的在努力营造服务氛围。另一方面，企业要不定期通过服务氛围测量表、座谈、调研等形式，了解员工对企业在提升服务氛围上采取措施的看法和建议，改进管理手段，提升员工对服务氛围的认同感。

研究表明服务氛围对员工自我效能存在显著的正向促进关系，同时员工自我效能对员工服务绩效存在显著的正向促进关系。研究中把员工分为高、低自我效能两个群组，通过实证表明：高自我效能群组的自我效能能够完全中介服务氛围和员工服务绩效间的影响关系，而低自我效能群组的自我效能不能起到有效的中介作用。即是说，高自我效能员工在组织行为和工作结果（如服务绩效）上表现出更强的规律性（对于低自我效能者不能表现出上述特征）。因此企业在员工招聘中，要尽量招聘高素质（高自我效能）的员工。此处的高素质，不是传统意义上的高学历，而是对服务行业的认同和认可。

结果显示，服务氛围、员工自我效能与员工服务绩效都存在正向的关系。因此只有服务氛围营造与员工自我效能培育并重，才有可能实现员工服务绩效的有效提升。因此，企业在重视服务氛围营造的同时，要关注员工自我效能的重要作用。建议企业在管理实践中，在对员工进行培训时，不仅要培训员工的操作技能，还要培训员工的服务态度。可以通过树立榜样、强化对行业的认识来促进员工热爱服务业，使员工树立正确的价值观，自发的表现出主动服务的工作态度和工作行为，更好的满足企业和顾客的需要。

（二）改进方向

由于研究问题的复杂性，本研究部分问题有待于在未来研究中加以改善。本研究的局限性主要表现在以下两个方面：一是自我效能感在众多领域中作为前因、后果或中介的作用比较复杂，本研究只选取了一个服务氛围，稍显单薄；二是研究使用的自我效能量表在设计中对任务水平的体现不足，可能存在一定偏差。未来研究可以在以下两个方面加以丰富：一是量表设计前，要对量表适用领域相关功能进行全面、周密的概念分析，使量表更加完善；二是可以加大样本容量或者扩展到其它行业做进一步的实证研究，充分探索在不同领域、情景下的自我效能动态性影响。

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