金春花 何峰

摘 要：本文在互聯(lián)網背景下探討顧客心理授權與顧客公民行為之間的關系，基于具有典型的互聯(lián)網經營特點的小米顧客的問卷調查，探討了顧客心理授權的顧客選擇權、顧客知情權、顧客影響力對顧客公民行為的直接影響，以及顧客感知支持在上述關系中的調節(jié)作用。

關鍵詞：顧客心理授權 顧客公民行為 顧客感知支持

中圖分類號：F274 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2018）01（b）-175-03

顧客心理授權作為消費者對企業(yè)與顧客關系之間的心理感知，能夠將傳統(tǒng)營銷分析領域引入到企業(yè)與消費者兩者行為的領域。根據關系營銷理論，即企業(yè)與顧客的雙向交流視角，顧客心理授權是提高顧客滿意度和對企業(yè)信任感的重要途徑[1]。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 互聯(lián)網背景下顧客心理授權與顧客公民行為之間的關系

迅速發(fā)展的互聯(lián)網技術拉近了企業(yè)與顧客的距離，實現了企業(yè)與顧客的零距離的雙向交流。Fokes[2]研究發(fā)現，顧客心理授權會顯著影響顧客公民行為如在論壇上發(fā)表意見、進行建言行為、口碑行為等均會發(fā)生，如果顧客有效的參與服務過程，他們愿意承擔一定的責任，并通過顧客公民行為影響企業(yè)的運營活動。

根據顧客心理授權和組織行為管理理論的發(fā)展現狀，本文采納國內學者韓小蕓顧客心理授權包含顧客選擇權、顧客知情權、顧客影響力的觀點[3]。顧客選擇權反映的是在互聯(lián)網技術的支持下，企業(yè)能夠直接向顧客制定各種的消費方案，讓顧客可以選擇稱心如意的產品；顧客知情權反映的是在互聯(lián)網技術的支持下，企業(yè)提供真實可靠的信息，如企業(yè)背景信息、產品的信息等；顧客影響力反映的是允許顧客向企業(yè)提出建議，而且企業(yè)要作出積極的響應。顧客公民行為采納Groth[4]的觀點。顧客推薦反映的是顧客向他人推薦企業(yè)的產品；顧客反饋反映的是顧客愿意向本企業(yè)提供建議、反映對產品的滿意情況；顧客幫助反映的是顧客向其他顧客解釋并幫助其他顧客購買本企業(yè)的產品。顧客選擇權和顧客知情權能夠提高顧客對產品乃至企業(yè)的了解，拉近企業(yè)和顧客之間的距離，進而對顧客公民行為產生積極的影響。因此，本文提出如下假設：

假設1a：顧客心理授權影響顧客推薦行為。

1.2 顧客感知支持的調節(jié)作用

Bettencourt[5]認為顧客感知支持是一個企業(yè)重視顧客給與的貢獻，對顧客公民行為的反應。

列昂·菲斯廷格（Leon Festingger）在“認知失調理論”中指出：任何形式的不一致，都會導致心理上的不適感，這促使當事人去嘗試消除存在的失調，從而消除不適感。根據這一理論顧客的公民行為如果得不到企業(yè)的支持，將會產生消極的態(tài)度，從而降低顧客積極的公民行為。

總結顧客組織公民行為形成因素的基礎上，Ashley[6]的研究發(fā)現，顧客了解到參與企業(yè)的互動活動中會對消費過程產生有利的影響，但是，當企業(yè)沒有提供支持平臺使顧客便于與企業(yè)互動時，感知支持的復雜性會減少顧客的契合的熱情，這一結論與認知失調理論的觀點相一致：當顧客感知到的企業(yè)對其關注的程度以及對其貢獻的重視程度，將持續(xù)表現出顧客公民行為，以作為對企業(yè)的回報；而感到企業(yè)對顧客熟視無睹的時則將減少顧客公民行為發(fā)生的頻率，以尋求與感知與行為之間的一致性，進而產生調節(jié)作用的效果。

根據關于顧客心理感知和感知支持的分析，本文認為，顧客感知支持能夠正向地調節(jié)顧客感知與顧客公民行為之間的關系。也就是說顧客感知的支持越高，顧客的對產品的口碑效應、積極的建設性的意見等公民行為的影響程度較大。因此提出以下假設：

H2a顧客心理授權與顧客推薦的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2a-1顧客心理授權的選擇權與顧客推薦之間的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2a-2顧客知情權與顧客推薦之間的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2a-3顧客影響力與顧客推薦之間的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2b顧客心理授權與顧客幫助的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2b-1顧客選擇權與顧客幫助之間的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2b-2顧客知情權與顧客幫助之間的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2b-3顧客影響力與顧客幫助之間的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2c顧客心理授權顧客反饋的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2c-1顧客心理授權的選擇權與顧客反饋的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H2c-3顧客心理授權的知情權與顧客反饋的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

H3c-3顧客心理授權的影響力與顧客反饋的關系受顧客感知支持的調節(jié)。

2 研究設計

2.1 數據的收集

數據收集通過訪談、小米系統(tǒng)論壇（MIUI）電子版的形式相結合的方式發(fā)放。發(fā)放過程中與被訪談者、版主事前充分溝通，確保調查問卷填寫的質量。本次調查問卷的題項采用5點制計分，從“1～非常不同意”到“5～非常同意”。經過努力，共發(fā)放560份問卷并收回了其中的380份問卷。剔除答題不完整或隨意填寫的問卷，最終獲得301份問卷，有效回收率為79%。其中調查對象以年輕人為主，占76.3%，男性占76.4%，女性占23.9%，高中畢業(yè)占3.6%，大專畢業(yè)占21.9%，大學本科以上占69.4%。

2.2 變量的測量

本研究采用Cronbach’s Alpha系數來檢驗量表的信度。探索性因子分析時，采用提取主成分的方法。

顧客心理授權問卷得到顧客選擇權、顧客知情權、顧客影響力的Cronbach’s Alpha系數分別為0.878、0.901、0.842，符合信度檢驗的標準。探索性因子分析時，KMO值是0.764且對應的顯著性水平低于0.05，正交旋轉后三個因子解釋了原始問卷81.029的方差變異。因子一的分值為0.918、0.892、0.880；因子二的分別為0.894、0.888、0.861；因子三的分值為0.870、0.852、0.851。

顧客公民行為問卷最終得到顧客推薦、顧客反饋、顧客幫助的Cronbach’s Alpha系數分別為0.870、0.758、0.867，符合信度檢驗的標準。探索性因子分析時，KMO值是0.782且顯著性水平低于0.05，三個因子解釋了原始問卷73.245的方差變異。因子一的分值為0.893、0.880、0.794、0.777；因子二的分值為0.870、0.866、0817、0.804；因子三的分值為0.871、0.760、0.755。

顧客感知支持的問卷，剔除了整體量表相關系數較弱的題項后，得到0.94的Cronbach’s Alpha系數。探索性因子分析時，KMO值是0.860且對應的顯著性水平低于0.05，解釋了原始問卷85.051的方差變異。

3 研究結果

回歸分析之前本文先做了相關分析。顧客心理授權的選擇權、知情權、影響力與顧客公民行為的顧客推薦、顧客反饋、顧客幫助之間存在顯著正相關，顧客感知支持與顧客幫助之間存在顯著正相關。

為了檢驗假設，本文以顧客公民行為的顧客推薦、顧客反饋、顧客幫助作為因變量，以虛擬處理后的個人特征變量作為控制變量，并將顧客感知支持與顧客心理授權的乘積交互項作為自變量，對數據作了層次回歸分析。

統(tǒng)計結果表明，顧客心理授權對顧客推薦公民行為有顯著的影響，顧客選擇權（β=0.121*）、顧客知情權（β=0.149*）、顧客影響力（β值為0.125*）顯著正向影響顧客推薦行為?；貧w方程不存在多重共線性，變量的DW檢驗值為1.789。假設H1a-1、H1a-2、H1a-3得到了支持。

增加了顧客感知支持與顧客心理授權的交互項以后，對于顧客推薦的解釋力增加了9.3%（△F=4.012**），整體能夠解釋顧客推薦行為的12.3%的方差變異且顯著，調節(jié)效果體現在顧客感知支持在顧客心理授權與顧客推薦之間的關系上：顧客感知支持越高，顧客選擇權對顧客推薦公民行為的積極影響就越大（交互項的β=0.651*），顧客感知支持越高，顧客知情權對顧客推薦公民行為的積極影響就越大（交互項的β=0.715*），顧客感知支持越高，顧客影響力對顧客推薦公民行為的積極影響就越大（交互向的β=0.654*）。假設H2a-1、H2a-2、H2a-3得到支持。

顧客授權對顧客幫助行為存在顯著的積極影響，其中顧客選擇權（β=0.141*）、顧客知情權（β=0.121*）、顧客影響力（β=0.179**）?？刂谱兞颗c解釋變量一起能夠解釋顧客幫助的11.1%的方差變異（F=5.246**）?；貧w方程不存在多重共線性，變量的DW檢驗值為1.78。假設H1b-1、H1b-2、H1b-3得到了支持。

增加了顧客感知支持與顧客心理授權交互乘積項之后，顧客幫助行為的解釋力度增加了11%（△F=3.146**），整體方程能夠解釋顧客幫助行為的0.139%的方差變異且是顯著的。說明顧客心理授權與顧客幫助行為之間的關系受顧客感知支持的調節(jié)。對于顧客幫助行為的調節(jié)效果體現在顧客影響力上，顧客感知越高，顧客影響力對顧客幫助行為的積極影響就越大（交互乘積項β=0.643*）。假設H2b-3得到了支持，但假設H2b-1、H2b-2沒有得到支持。

顧客選擇權、顧客知情權、顧客影響力對顧客反饋均存在顯著影響，其中顧客選擇權（β=0.136*）、顧客知情權（β=0.119*）、顧客影響力（β=0.170*）?？刂谱兞颗c解釋變量一起能夠顯著解釋顧客反饋公民行為10.7%的方差變異（F=5.034*）。假設H1c-1、H1c-2、H1c-3 得到了支持。

增加了顧客感知支持與顧客心理授權的交互乘積項以后，對于顧客反饋的解釋力度顯著增加了10.7%（△F=3.287*），整體方程能夠解釋顧客反饋公民行為的13.7%的方差變異且顯著。表明顧客心理授權與顧客反饋行為之間的關系受顧客感知支持的調節(jié)。但這一調節(jié)效果僅僅體現在顧客選擇權和顧客影響力與顧客反饋行為之間的關系上：顧客感知支持越高，顧客選擇權對顧客反饋行為的積極影響就越大（交互乘積項的β= 0.646*），顧客感知支持越高，顧客影響力對顧客反饋行為的影響力就越高（交互乘積項的β= 0.643*）。這表明假設H2c-1和H2c-3得到了支持，但H2c-2沒有得到支持。

4 研究結論與啟示

本研究結果表明，顧客公民行為受顧客心理授權和顧客感知支持的影響?？焖侔l(fā)展的互聯(lián)網技術拉近了顧客與企業(yè)間的距離。企業(yè)不能再把顧客僅僅看成是單純的消費者，企業(yè)與顧客的積極互動行為可以很好的激發(fā)顧客的公民行為，為企業(yè)獻計獻策。

第一，企業(yè)應尊重顧客并不斷提高其在運營過程中對顧客的心理授權行為。

激烈的競爭環(huán)境中企業(yè)應給予顧客更多的關注，通過線上線下各個互動平臺強化顧客心理授權，加強顧客的心理授權感，激發(fā)顧客的積極的公民行為，間接地參與到企業(yè)的運營當中。

第二，互聯(lián)網時代的商業(yè)模式要求企業(yè)需要與顧客拉近距離，讓顧客成為企業(yè)的兼職“員工”。

在互聯(lián)網技術日益發(fā)展的環(huán)境下，企業(yè)對自己有的經營模式進行調整，更好地適應社會環(huán)境的變化，拉近與顧客的距離，使顧客了解企業(yè)的信息和發(fā)展動態(tài)，讓顧客具有充分的選擇空間來消費，進而使顧客心理產生授權感，讓其單純的消費者，轉變?yōu)閷τ蟹e極意義的利益相關者。

第三，鼓勵顧客的反饋以及建議，并快速反應顧客的需求。

根據本文的研究結論，企業(yè)感知支持對顧客心理授權與顧客公民行為有一定的調節(jié)作用。因此認為，企業(yè)應加大力度開發(fā)和擴展互動平臺，提高互動水平，并及時回應顧客反映的意見。

參考文獻

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[2] Folkes V S.Recent attribution research in consumer behavior： Areview and new directions[J].Journal of Consumer Research，1990，14（4）.

[3] 韓小蕓，謝禮珊，楊俊峰.顧客心理授權與服務公平性關系的實證研究[J].營銷科學學報，2011，7（3）.

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[5] Bettencourt L A.Customer voluntary performance： Customers as partners in service delivery. Journal of Retailing，1997，73（3）.

[6] Ashley C，Noble S M， Donthu N， Katherine N. Lemon K N.Why customers won’trelate：Obstacles. to.relationship.marketing.engagement[J].Journal of Business Research，2010（64）.