張楠 劉紅翠

摘要：隨著消費者交易經(jīng)驗的日益豐富，諸多社會現(xiàn)象表明“天道酬勤”已不再是金科玉律，銷售人員的努力在某些情景下也可能帶來負面影響。因此，當銷售人員的銷售目的太明顯時，消費者會對銷售人員的努力動機產(chǎn)生懷疑，甚至認為銷售人員為了獲取銷售提成不惜犧牲消費者的利益。正如一枚硬幣的兩面，努力既有正面影響也有負面影響，如果只關(guān)注正面影響而忽視負面影響，將導致我們對努力的認識不夠全面?；谶@樣的現(xiàn)實背景和理論背景，以努力的負面影響為切入點，深入探討努力在哪些情景下可能產(chǎn)生負面影響，產(chǎn)生什么樣的負面影響，以及如何產(chǎn)生負面影響，將具有獨特的意義。

關(guān)鍵詞：感知努力;移情水平;道德評價;感知壓力;感知激勵

中圖分類號：F274? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：2096-5982（2020）09-0073-11

一、引言

中國企業(yè)家和管理者深受中國傳統(tǒng)文化的影響，普遍相信“一份耕耘，一份收獲”，顧名思義，付出總有回報，付出的努力越多，得到的回報也越多，即便當前沒有看到直接的利益，將來也會得到相應(yīng)的回報。他們相信只要在營銷活動中投入足夠的人力物力就能取得理想的營銷效果?！疤斓莱昵凇钡挠^念在一線銷售人員中更為普遍，銷售成功與否與銷售人員的努力密切相關(guān)，因此銷售人員總是盡最大努力解答消費者疑問，滿足消費者需求，以期獲得消費者的滿意和認可。

通常情況下，銷售人員的努力會帶來正面影響。當銷售人員投入較多時間為消費者服務(wù)時，銷售人員的投入被認為是真誠的、值得信任的，因此能為銷售人員帶來積極評價。在另外一些情況下，銷售人員的努力卻得不償失，且給銷售人員和企業(yè)帶來了負面影響。例如，商場促銷時，面對熱情服務(wù)的銷售人員，消費者總是敬而遠之;又例如當銷售人員的努力遠遠超出消費者的預(yù)期時，消費者也表現(xiàn)得游移不定。此時，消費者會感受到銷售人員的操縱意圖，與自己原本的意愿產(chǎn)生沖突，進而產(chǎn)生心理壓力，同時不真誠的努力讓消費者對銷售人員的道德品質(zhì)產(chǎn)生懷疑，形成較低的道德評價。

二、理論背景

回顧現(xiàn)有文獻，大量研究表明銷售人員付出的努力越多，消費者的滿意度越高。汽車行業(yè)的研究為此提供了證據(jù)①，研究結(jié)果顯示，購買新車時銷售人員投入的“時間和努力”對消費者的產(chǎn)品滿意度產(chǎn)生顯著影響。Kirmani認為②，銷售人員的努力代表了服務(wù)質(zhì)量，銷售人員付出努力越多，消費者的服務(wù)質(zhì)量感知也越高。

學者們充分討論了銷售人員努力所帶來的正面影響，卻忽視了銷售人員努力可能帶來的負面影響。Mohr和Bitner作為少數(shù)研究努力負面影響的代表③，在其深度訪談研究中討論了幾種銷售人員努力無效的情況，包括當銷售人員的工作能力很差的時候，當努力是不持續(xù)的時候，當努力沒有解決顧客的問題的時候，當努力以一種負面的粗魯?shù)姆绞匠尸F(xiàn)在顧客面前的時候，這些情景下的銷售人員的努力不僅不會給消費者帶來愉悅，甚至會帶來負面影響。Kumar等也指出當銷售人員盡最大努力為消費者提供產(chǎn)品時④，可能被消費者誤會為：這個銷售人員如此努力，很可能企圖將我不需要的產(chǎn)品賣給我。有關(guān)銷售人員努力的負面影響尚未得到充分的關(guān)注，有關(guān)實證研究也亟待補充。本文便以此為出發(fā)點，討論銷售人員努力的負面影響，并進行實證研究。

說服知識理論認為，消費者根據(jù)銷售人員的動機將銷售人員的努力分為兩種：內(nèi)因驅(qū)動的努力和外因驅(qū)動的努力。當消費者認為銷售人員的努力由內(nèi)因驅(qū)動時，銷售人員發(fā)自內(nèi)心的真誠對消費者是一種激勵，促使消費者對銷售人員產(chǎn)生積極的正面評價;當消費者認為銷售人員的努力由外因驅(qū)動時，銷售人員完成銷售的目的對消費者是一種壓力，促使消費者對銷售人員產(chǎn)生消極的負面評價。該理論還指出，能否站在消費者的角度為消費者的利益考慮是影響消費者動機推測的重要因素。

三、研究模型及理論假設(shè)

在銷售過程中，銷售人員的移情主要表現(xiàn)為：傾聽消費者的需求，關(guān)注消費者的情緒，跟隨消費者的心理變化，理解消費者的需求，最終站在消費者的立場思考，將消費者的利益放在心中，為消費者提供最合適的消費建議。

（一）高移情水平下感知努力對消費者的影響

銷售過程中，銷售人員扮演的角色是建議者，負責為消費者提供產(chǎn)品購買建議。當銷售人員以較高的移情水平與消費者溝通時，總是以消費者為中心，傾聽理解消費者的需求，時刻將消費者的利益放在心中，權(quán)衡利弊為消費者提供最合適的產(chǎn)品購買建議。因此，銷售人員與消費者的溝通是自然的、舒服的、愉悅的⑤，有利于消費者對銷售人員產(chǎn)生信任，降低消費者對銷售人員操縱意圖的敏感性。此外，高移情水平的銷售人員在精力分配上總是向消費者傾斜的，即分配較多的精力關(guān)注消費者的情感需求和利益訴求，分配較少的精力用于自己銷售目的的達成。

Mohr認為銷售人員的努力是影響消費者認知反應(yīng)的重要因素⑥，銷售人員的努力程度能夠影響消費者對銷售人員的信任以及消費者感知到的關(guān)心程度。相關(guān)研究也顯示，努力能夠促進消費者的正面推測。例如，對企業(yè)營銷努力的推測會導致消費者對產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生較高評價，對服務(wù)質(zhì)量產(chǎn)生較高評價。⑦ 根據(jù)說服知識理論的觀點，當銷售人員以較高的移情水平付出努力時，消費者對銷售人員努力的動機推測傾向內(nèi)部動機，即銷售人員是真誠的付出努力，是在傳遞積極的信號和提供幫助的意愿，有利于消費者對銷售人員好感和信任的形成。⑧ 認知心理學認為，個體對他人的認知受到“光環(huán)效應(yīng)（Halo Effect）”的影響，即當觀察者對被觀察者的某種特征形成好或壞的印象后，也傾向于據(jù)此推論被觀察者其他方面的特征。

據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在高移情組中，感知努力正向影響消費者對銷售人員的道德評價。

如前所述，當銷售人員以較高的移情水平付出努力時，消費者對銷售人員的評價受“光環(huán)效應(yīng)”的影響，對銷售人員努力動機的推測更傾向于內(nèi)在歸因，認為“這個銷售人員一定非常熱愛自己的工作”，這是一種源自內(nèi)心的不斷追求自我價值實現(xiàn)的動機，對于作為觀察者的消費者而言則是一種激勵。

受到激勵的消費者會產(chǎn)生積極正面的行為和評價，如受到激勵的下屬會產(chǎn)生更高的工作承諾。⑨營銷領(lǐng)域的研究顯示，受到激勵的消費者心理需求得到滿足，會產(chǎn)生積極的情緒，提高對自己的期望，也更愿意聽從銷售人員的建議。⑩ 此外，消費者在受到激勵后，更易將銷售人員當作其目標實現(xiàn)的伙伴，認為銷售人員是在幫助自己解決問題，是值得信賴的人。因此，消費者對銷售人員的信任和認可會增加，受到“光環(huán)效應(yīng)”的影響，消費者自然而然會對銷售人員產(chǎn)生較高的道德評價。

據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在高移情組中，感知努力通過感知激勵的中介作用正向影響消費者的道德評價。

（二）低移情水平下感知努力對消費者的影響

當銷售人員以較低的移情水平與消費者溝通時，銷售人員的核心關(guān)注點不是消費者的心理需求，而是自身的銷售目的。此外，溝通過程中銷售人員沒有以消費者的需求為中心，對消費者的需求和利益關(guān)注也不夠。因此，銷售人員的銷售目的顯而易見，消費者對銷售人員的操縱意圖非常敏感。

根據(jù)說服知識理論，當消費者感知到銷售人員試圖影響自己的行為時，會積極運用已有的說服知識應(yīng)對銷售人員的說服。此時，消費者的行為可以用“意義轉(zhuǎn)變原則”來解釋，消費者會對銷售人員產(chǎn)生質(zhì)疑，扭曲銷售人員所傳遞的信息，原本無害的信息對消費者來說都是有企圖的，消費者會放棄購買，并對銷售人員產(chǎn)生負面評價。

據(jù)此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)3：在低移情組中，感知努力負向影響消費者對銷售人員的道德評價。

當銷售人員以較低的移情水平付出努力時，銷售人員對消費者的需求并不關(guān)心，如何完成銷售任務(wù)才是銷售人員的關(guān)注焦點，因此銷售人員會花費較多時間傳遞產(chǎn)品知識和產(chǎn)品促銷信息。銷售人員付出努力的目的是希望消費者盡早購買、購買更多、持續(xù)購買。從消費者角度來看，自己的情感需求和利益訴求沒有得到關(guān)注，反而更多感受到銷售人員急于銷售產(chǎn)品的迫切心情，造成消費者的心理壓力。

當消費者的感知壓力較高時，會產(chǎn)生逆反心理和較多的負面情緒。心理逆反理論的研究成果證明：如果消費者在銷售過程中承受較大壓力，會對目標產(chǎn)品產(chǎn)生較差的態(tài)度評價。{11} 此外，如果銷售人員給消費者施加了較大的壓力，消費者會認為銷售人員在逼迫自己購買，甚至認為銷售人員以犧牲消費者利益的方式換取自己的利益，因此對銷售人員評價較低。

據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：在低移情組中，感知努力通過感知壓力的中介作用負向影響消費者的道德評價。

綜上，本文的研究模型如圖1所示。

四、實證研究

（一）保險行業(yè)的選取分析

本文以保險行業(yè)為背景，研究保險銷售人員的努力程度如何影響消費者的道德評價，并進行相關(guān)實證分析。選擇保險行業(yè)作為研究背景的理由有如下兩點：

首先，保險產(chǎn)品種類繁多，條款復雜，保險銷售人員總是盡最大努力為客戶服務(wù)，解答客戶的問題，讓客戶了解每種保險產(chǎn)品的優(yōu)劣之處，挑選最適合的保險產(chǎn)品。因此，保險產(chǎn)品的購買需要消費者與銷售人員進行大量的互動溝通，正是本文所討論的充滿互動的銷售情景。其次，普通消費者在購買保險產(chǎn)品時對保險銷售人員依賴性較高，通過保險銷售人員挑選、比較、分析保險產(chǎn)品。因此，在保險銷售過程中，消費者對保險銷售人員的道德品質(zhì)十分敏感。如果消費者認為保險銷售人員沒有為自己的實際利益考慮，或者保險銷售人員采取了其他損害自己利益的行為，消費者對保險銷售人員產(chǎn)生較低的道德評價，此后再也不會采納該銷售人員的建議，甚至斷絕與該銷售人員的聯(lián)系。

因此，研究保險行業(yè)中銷售人員的努力與消費者對銷售人員道德評價的關(guān)系具有很強的現(xiàn)實意義。

（二）問卷與樣本

1. 問卷設(shè)計及抽樣

本文研究的問題是，銷售人員的努力如何影響消費者的道德評價。因本研究的行業(yè)背景是保險業(yè)，所以購買過保險產(chǎn)品的消費者均可作為此次研究的調(diào)查對象。

問卷分為三大部分，第一部分是保險公司和銷售人員的基本情況，第二部分是問卷主體，第三部分是被調(diào)查者的人口統(tǒng)計特征。

問卷調(diào)查形式為網(wǎng)上隨機發(fā)放，邀請研究者的同事、同學、朋友、親戚等填寫。此次共回收問卷1149份，剔除無效問卷416份，共收集有效問卷733份，問卷有效率為63.8%。

2. 量表設(shè)計

為確保研究的可信性，保持與前人研究的一致性，本文采用的量表均源自已發(fā)表的英文文獻。本文嚴格按照翻譯—回譯程序?qū)α勘磉M行翻譯{12}，以確保題項翻譯的準確性，避免中英文語義差異帶來的影響。此外，我們還進行了小范圍的預(yù)測試，就量表的內(nèi)容完整性、相關(guān)性、流暢性與被調(diào)查者進行溝通，為確保被訪者對量表的理解一致調(diào)整了部分題項的內(nèi)容和措辭，至此量表設(shè)計過程完成，形成了本研究最終采用的量表。其主要內(nèi)容包括：

a. 感知努力（Perceived Efforts）

Mohr和Bitner探討了消費者如何感知到銷售人員投入的努力，即消費者通過何種線索推測銷售人員的努力程度。在探索性研究的基礎(chǔ)上，形成一套問卷用于測量感知努力，并在其隨后的實證研究中，檢驗了感知努力與顧客滿意之間的關(guān)系，感知努力量表的內(nèi)部一致性得到驗證。本文在Mohr和Bitner研究的基礎(chǔ)上，對感知努力量表進行翻譯，得到最終量表。測量題項如表1所示。

b. 移情（Empathy）

Parasuraman 等開發(fā)了SERVQUAL量表{13}，用于測量消費者感知到的服務(wù)質(zhì)量，其中移情作為五個維度之一被列入其中，指企業(yè)對顧客的關(guān)心、個人關(guān)注和理解等。Wang等在此基礎(chǔ)上檢驗了量表在高科技行業(yè)的應(yīng)用{14}，并進行了修正。本文采用的量表源自He和Li的研究成果{15}，他們對高科技服務(wù)行業(yè)的感知服務(wù)質(zhì)量進行了研究，移情量表的內(nèi)部一致性得到驗證。測量題項如表1所示。

c. 感知壓力（Perceived Pressure）

Cohen等研究了感知壓力對個體行為的影響{16}，并開發(fā)了相關(guān)量表。本文將壓力情境拓展至產(chǎn)品銷售中，結(jié)合銷售過程中銷售人員與消費者的互動過程，對Cohen的量表進行改編{17}，形成本文所用量表，并對量表的內(nèi)部一致性進行檢驗。

d. 感知激勵（Inspirational Appeals）

McFarland 等研究了影響策略與適應(yīng)性銷售的關(guān)系{18}，其中“吸引”作為一種重要的策略被采用。研究中，吸引性量表由5個題項組成，具有較好的內(nèi)部一致性，信度和效度檢驗均通過。本文采用的量表由此翻譯改編形成。

e. 道德評價（Ethical Level）

Valenzuela等在道德評價的理論基礎(chǔ)上{19}，編制道德感知量表用于測量消費者感知的道德水平，包括三個題項：銷售人員是否誠實、銷售人員的做法是否符合道德以及對銷售人員是否有道德問題的判斷，該量表具有較高內(nèi)部一致性。測量題項如表1所示。

對于以上構(gòu)念的測量均采用李克特7分量表，1表示“完全不同意”，2表示“比較不同意”，3表示“不同意”，4表示“中立”，5表示“同意”，6表示“比較同意”，7表示“完全同意”，數(shù)字越大表示認同度越高。

3. 樣本的分布統(tǒng)計

此次調(diào)查的人口統(tǒng)計特征包括：被訪者的性別、年齡、受教育程度、收入等，保險公司和銷售人員的基本情況包括：公司名稱、產(chǎn)品種類、保險人員性別、年齡、保險產(chǎn)品金額等。被調(diào)查者的基本特征如表2所示，保險公司和銷售人員的基本特征如表3所示。

由表2可知，被調(diào)查者中男性（53%）略多于女性（47%），各年齡段分布較為均勻，其中40歲以上被調(diào)查者占29%，其次是20歲至25歲被調(diào)查者占20%，其余年齡段被訪者均為15%左右，20歲以下的被調(diào)查者最少，僅有2%。被調(diào)查者的受教育程度以大學本科為主，占41%，其次是大專學歷和初中以下學歷，各占18%和19%，碩士學歷、博士及以上學歷被調(diào)查者較少，合計僅為7%。被調(diào)查者的月收入以3000元至6000元居多，3000元以下被調(diào)查者占20%，3000元至4000元被調(diào)查者占20%，4000元至5000元和5000元至6000元的被調(diào)查者各占15%和13%，月收入在6000元至10000元的被調(diào)查者占比為26%，僅有7%左右的被調(diào)查者月收入超過10000元。

由表3可知，被調(diào)查者購買的保險產(chǎn)品主要來自中國人壽和平安，這兩家公司所占的比例分別為29%和27%，超過一半比例，其余保險公司中太平洋占19%，泰康占9%，太平占4%，新華占3%，其他保險公司占10%。與被調(diào)查者接觸的銷售人員中，男性（52%）略多于女性（48%），年齡在25歲至35歲之間的銷售人員占一半以上，其中25歲至30歲占29%，30歲至35歲占26%。20歲至25歲、35歲至40歲、40歲以上的銷售人員均占15%左右。被調(diào)查者與銷售人員認識的時間集中在1年至4年，占63%，認識時間在5年至9年的占17%，認識時間10年以上的占11%。

（三）數(shù)據(jù)分析方法

為驗證研究假設(shè)，本研究使用SPSS 19.0和AMOS17.0對數(shù)據(jù)進行分析，用到的主要數(shù)據(jù)分析方法包括：信度分析、效度分析、方差分析、相關(guān)性分析、回歸分析。

1. 可靠性分析

可靠性（Reliability）分析用于檢驗量表中的各題項在測量構(gòu)念時，各題項間是否密切相關(guān)且不受測量時間的影響，即量表是否具有穩(wěn)定性和一致性。常用的可靠性檢驗方法有：重測法（同樣的量表對同樣的被試在不同的時間測量）、復本信度法（同樣的被試同時填答兩份表述方式不同但內(nèi)涵一致的量表）、折半信度法（將測量題項隨機分成兩組，計算兩組得分的相關(guān)系數(shù)）、Cronbach α信度系數(shù)法。前三種信度檢驗方法由于成本或?qū)嵤╇y度的原因，在實際操作中運用并不廣泛。Cronbach α信度系數(shù)法僅需運用已調(diào)查的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計計算即可，所以在研究中廣泛使用。本文也采用Cronbach α信度系數(shù)檢驗量表的可靠性。一般來說，Cronbach α系數(shù)大于0.7為理想的信度水平。

2. 效度分析

效度（Validity）即有效性，指測量工具或手段能夠準確測出所需測量的事物的程度，主要有內(nèi)容效度（content validity）、聚合效度（convergent validity）和區(qū)分效度（discriminant validity）。如果測量題項涵蓋了構(gòu)念的所有內(nèi)容，則量表具有較高的內(nèi)容效度;如果運用不同測量方法測定同一特征時測量結(jié)果的相似，即不同測量方式在相同特征的測定中聚合在一起;如果統(tǒng)計數(shù)據(jù)證明理論上與構(gòu)念無關(guān)的其他構(gòu)念確實與該構(gòu)念無關(guān)，那么測量該構(gòu)念的量表就具有較好的區(qū)分效度。運用SPSS提供的因子分析法可對量表進行效度檢驗，將所有測量題項進行因子分析，采用主成分分析法旋轉(zhuǎn)提取公因子，旋轉(zhuǎn)后題項因子載荷越高則量表效度越好，若因子載荷低于0.6則量表效度較差。此外，還可運用AMOS進行檢驗量表信效度，其中平均抽取方差（AVE）、復合信度（CR）用來檢驗題項對構(gòu)念的解釋能力，若AVE值、CR值越高，則量表的聚合效度越高，若AVE值低于0.5則聚合效度較差。AVE、CR計算公式如下，其中λ為各測量題項的載荷：

3. 相關(guān)性分析

相關(guān)性分析是指對兩個或多個具備相關(guān)性的構(gòu)念進行分析，從而衡量兩個或多個構(gòu)念的相關(guān)密切程度。相關(guān)系數(shù)用來衡量構(gòu)念間的相關(guān)程度，相關(guān)系數(shù)介于-1到1之間，相關(guān)系數(shù)為正時表示正相關(guān)，為負時表示負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)的絕對值表示相關(guān)程度，絕對值越大表示相關(guān)程度越大。皮爾森相關(guān)系數(shù)常被用來檢驗變量間的相關(guān)性，描述的線性相關(guān)關(guān)系。

4. 回歸分析

現(xiàn)實生活中，往往一種結(jié)果或現(xiàn)象的出現(xiàn)與幾種因素有關(guān)，研究人員需要分析多個自變量與一個因變量的關(guān)系?；貧w分析可以幫助研究者理清自變量與因變量之間的關(guān)系，尤其當自變量與因變量呈線性相關(guān)時，回歸分析的結(jié)果會十分清晰。同時，回歸分析的局限性在于當自變量與因變量呈非線性相關(guān)時，回歸分析的結(jié)果將無法揭示這種共變關(guān)系。

5. 中介效應(yīng)分析

本文采用兩種方法檢驗中介效應(yīng)：逐步回歸分析法和Bootstrap方法。

逐步回歸分析法源于Baron和Kenny的研究{20}，檢驗程序如下：第一步，檢驗自變量與因變量之間的路徑系數(shù)是否顯著，若路徑系數(shù)顯著，則進入下一步分析，若路徑系數(shù)不顯著則說明中介效應(yīng)不存在，即主效應(yīng)存在是中介檢驗的前提;第二步，檢驗自變量與中介變量之間的路徑系數(shù)是否顯著，若路徑系數(shù)顯著，則進入下一步分析，若路徑系數(shù)不顯著，則說明中介效應(yīng)不存在;第三步，檢驗自變量、中介變量與因變量之間的路徑系數(shù)，若中介變量到因變量的路徑系數(shù)顯著且自變量到因變量的路徑系數(shù)不顯著，則中介效應(yīng)顯著且為完全中介，若中介變量到因變量的路徑系數(shù)顯著且自變量到因變量的路徑系數(shù)顯著且變小，則中介效應(yīng)顯著且為部分中介。上述中介效應(yīng)的檢驗方法是目前應(yīng)用最廣泛的。

Bootstrap方法由Preacher和Hayes提出{21}，他們認為對中介效應(yīng)的檢驗應(yīng)當是確定中介路徑是否存在，即檢驗自變量到中介變量的路徑系數(shù)與中介變量到因變量的路徑系數(shù)的乘積是否顯著，若顯著則中介路徑存在，若不顯著則中介路徑不存在。需要指出的是，中介效應(yīng)是否成立并不需要對主效應(yīng)進行檢驗。對Bootstrap檢驗結(jié)果分析時，有兩點需要研究者關(guān)注的地方：第一，檢驗中介路徑是否存在，即自變量到中介變量的路徑系數(shù)與中介變量到因變量的路徑系數(shù)的乘積是否顯著，可通過區(qū)間是否包含0來判斷，若不包含0則說明中介路徑顯著;第二，判斷自變量對因變量的直接影響，同樣通過區(qū)間來判斷，若包括0則說明直接作用不顯著。

（四）信度與效度分析

量表的信度和效度直接影響調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，在進行任何數(shù)據(jù)分析之前都必須檢驗量表的信度和效度。雖然本文所用量表均來自已發(fā)表的英文文獻，量表的信度和效度已經(jīng)過檢驗，但是在不同的情境仍有必要對所用量表進行信度和效度檢驗。

本研究在AMOS17.0軟件中構(gòu)建測量模型檢驗量表的整體信度和效度。結(jié)果顯示，測量模型整體卡方值為492.4，自由度df=94，RMSEA=0.076，GFI=0.924，CFI=0.906，具有較好的擬合優(yōu)度，詳細數(shù)據(jù)結(jié)果如表4所示。

由表4可知，感知努力各題項的載荷均超過0.6，α系數(shù)為0.806，高于建議的0.7，AVE值為0.512，超過建議值0.5，CR值為0.808，超過建議值0.7，因此，感知努力量表具有較高的信度和效度。移情各題項的載荷中除“個人關(guān)注”為0.585，其余兩項均超過0.6，α系數(shù)為0.728，高于建議的0.7，AVE值為0.502，超過建議值0.5，CR值為0.747，超過建議值0.7，因此，移情量表具有較高的信度和效度。道德評價各題項的載荷均超過0.6，α系數(shù)為0.727，高于建議的0.7，AVE值為0.501，超過建議值0.5，CR值為0.749，超過建議值0.7，因此，道德評價量表具有較高的信度和效度。感知壓力量表的四個測量題項載荷均接近或超過0.8，α系數(shù)為0.873，高于建議的0.7，AVE值為0.698，超過建議值0.5，CR值為0.873，超過建議值0.7，因此，感知壓力量表具有較高的信度和效度。感知激勵量表的四個測量題項載荷均超過0.6，α系數(shù)為0.732，高于建議的0.7，AVE值為0.502，超過建議值0.5，CR值為0.667，超過建議值0.7，因此，感知激勵量表具有較高的信度和效度。

綜上所述，本文所用題項量表信度和效度檢驗達到理想水平，具有較好的內(nèi)部一致性。

最后，本文比較了所有變量的AVE（平均抽取方差）均方根是否均大于構(gòu)念間的相關(guān)系數(shù)，檢驗量表的區(qū)分效度，分析結(jié)果如表5所示。結(jié)果表明，每個變量的AVE均方根遠遠大于該變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)，因此量表具有較好的區(qū)分效度。

結(jié)合以上分析，本文認為研究所用量表具有較好的信度和效度，可以進行下一步的深入分析。

（五）回歸分析與假設(shè)檢驗

根據(jù)研究假設(shè)，本研究需從所有有效樣本中篩選高移情水平組樣本和低移情水平組樣本進行單獨分析。移情水平分組步驟如下：（1）計算移情變量三個題項的平均值，為樣本的移情水平，（2）按升序排列，統(tǒng)計移情水平的四分位數(shù)，（3）移情水平低于四分之一分位數(shù)的樣本為低移情組，移情水平高于四分之三分位數(shù)的樣本為高移情組。如表6所示，移情水平低于4的樣本為低移情組，移情水平高于5的樣本為高移情組。最終，低移情組共有212個樣本，高移情組共有271個樣本。

對高移情組271個樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，研究感知努力與感知激勵、感知壓力、道德評價之間的影響關(guān)系，數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表7和表8所示。

1. 高移情組回歸分析與假設(shè)檢驗

由表可知，在高移情組中，感知努力正向影響道德評價（p=0.000<0.01），即感知努力越高，消費者感知的銷售人員的道德水平也越高。假設(shè)1得到驗證。

（1）逐步分析回歸法檢驗中介效應(yīng)。感知激勵對感知努力的回歸結(jié)果顯示，感知努力顯著正向影響感知激勵（p=0.000<0.01）。在道德評價回歸方程中加入感知激勵變量后，感知努力對道德評價的系數(shù)由0.236減小到0.140，而感知激勵顯著正向影響道德評價（p=0.000<0.01），且R2改變0.082，F(xiàn)值更改在0.01水平上顯著，說明感知激勵在感知努力對道德評價產(chǎn)生影響的過程中起到了中介的作用，且是部分中介。數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表8所示。

感知壓力對感知努力的回歸結(jié)果顯示，感知努力顯著正向影響感知激勵（p=0.000<0.01）。在道德評價回歸方程中加入感知壓力變量后，感知努力對道德評價的系數(shù)由0.236增加到0.238，而感知壓力對道德評價的影響不顯著（p=0.899>0.01），且R2改變-0.007，F(xiàn)值更改不顯著，說明感知壓力在感知努力對道德評價產(chǎn)生影響的過程中不是中介。數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表8所示。

（2）Bootstrap法檢驗中介效應(yīng)。按照Zhao等提出的中介效應(yīng)分析程序，參照Preacher和Hayes等提出的Bootstrap方法進行中介效應(yīng)檢驗，選擇模型4，設(shè)定樣本量為5000，Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法，置信區(qū)間的置信度選擇95%。因變量為道德感知，自變量為感知努力，中介變量為感知激勵。結(jié)果顯示，在95%置信區(qū)間下，中介檢驗的結(jié)果沒有包含0（LLCI=0.0361，ULCI=0.1359），表明感知激勵的中介效應(yīng)顯著，且中介效應(yīng)大小為0.0785。

運用同樣方法檢驗感知壓力的中介效應(yīng)，結(jié)果顯示，在95%置信區(qū)間下，中介檢驗的結(jié)果包含0（LLCI=-0.0553，ULCI=0.0005），表明感知壓力的中介效應(yīng)不顯著。

結(jié)合以上數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知，感知激勵在感知努力對道德水平感知產(chǎn)生影響的過程中是中介變量，感知壓力不是，因此假設(shè)2得到驗證。

2. 低移情組回歸分析與假設(shè)檢驗

對低移情組212個樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，研究感知努力與感知壓力、道德評價之間的影響關(guān)系，數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表9和表10所示。由表可知，在低移情組中，感知努力顯著負向影響道德水平感知（p=0.046<0.05），即感知努力越高，消費者感知的銷售人員的道德水平越低。假設(shè)3得到驗證。

（1）逐步分析回歸法檢驗中介效應(yīng)。感知壓力對感知努力的回歸結(jié)果顯示，感知努力顯著正向影響感知壓力（p=0.000<0.01）。在道德評價回歸方程中加入感知壓力變量后，感知努力對道德評價的感知變得不顯著（p=0.341>0.05），而感知壓力顯著負向影響道德評價（p=0.000<0.01），且R2改變0.06，F(xiàn)值更改在0.01水平上顯著，說明感知壓力在感知努力對道德評價產(chǎn)生影響的過程中起到了中介的作用，而且是完全中介。數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表9所示。

感知激勵對感知努力的回歸結(jié)果顯示，感知努力顯著正向影響感知激勵（p=0.000<0.01）。在道德評價回歸方程中加入感知激勵變量后，感知努力對道德評價的影響變得不顯著（p=0.094>0.05），而感知激勵對道德評價的影響不顯著（p=0.670>0.05），且R2改變0.01，F(xiàn)值更改不顯著，說明感知激勵在感知努力對道德評價產(chǎn)生影響的過程中沒有起到中介作用。數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表10所示。

（2）Bootstrap法檢驗中介效應(yīng)。按照Zhao等提出的中介效應(yīng)分析程序，參照Preacher和Hayes提出的Bootstrap方法進行中介效應(yīng)檢驗，選擇模型4，設(shè)定樣本量為5000，Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法，置信區(qū)間的置信度選擇95%。因變量為道德水平感知，自變量為感知努力，中介變量為感知壓力。結(jié)果顯示，在95%置信區(qū)間下，中介檢驗的結(jié)果沒有包含0（LLCI=-0.1059，ULCI=-0.0233），表明感知壓力的中介效應(yīng)顯著，且中介效應(yīng)大小為-0.0559。

運用同樣方法檢驗感知激勵的中介效應(yīng)，結(jié)果顯示，在95%置信區(qū)間下，中介檢驗的結(jié)果包含0（LLCI=-0.0583，ULCI=0.0595），表明感知激勵的中介效應(yīng)不顯著。

結(jié)合以上數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知，感知壓力在感知努力對道德水平感知產(chǎn)生影響的過程中是中介變量，感知激勵不是，因此假設(shè)4得到驗證。

五、研究結(jié)論及其啟示

（一）結(jié)果與討論

實證分析表明，當銷售人員以較低的移情水平付出努力時，會給消費者帶來壓力，給銷售人員或公司帶來負面影響。實證分析也證明，在另一種情況下，銷售人員的努力會帶來更多的積極影響。當銷售人員以較高的移情水平與消費者溝通時，銷售人員充分關(guān)注到消費者的個性化需求，消費者對銷售人員的操縱意圖不敏感，認為銷售人員是可靠的、真誠的，消費者將銷售人員當成伙伴，加深彼此之間的溝通與信任。因此，銷售人員的移情增加銷售人員與消費者之間的理解和信任，提高消費者對銷售人員的道德評價。此外，本文還檢驗了感知壓力在低移情水平下的中介作用，以及感知激勵在高移情水平下的中介作用。實證研究表明，當銷售人員以較低的移情水平與消費者溝通時，銷售人員的努力程度會提高消費者的感知壓力，進而降低消費者對銷售人員的道德評價。當銷售人員以較高的移情水平與消費者溝通時，銷售人員的努力程度會提高消費者的感知激勵，進而提高消費者對銷售人員的道德評價。

綜上，本文所提研究假設(shè)均得到實證分析的支持，證明銷售人員的努力程度在高移情時產(chǎn)生積極影響，在低移情時產(chǎn)生消極影響。

（二）管理啟示

本文主要研究了在銷售活動中銷售人員的努力對消費者道德評價的影響，研究結(jié)果對我國企業(yè)和營銷人員在銷售過程中實施營銷溝通、獲取顧客認同等方面具有一定的啟示：

1. 重新認識努力在營銷活動中的作用

從本文研究結(jié)果看，只有在高移情的時候，銷售人員付出的努力才能提高消費者對銷售人員的道德評價，在低移情的時候，銷售人員付出的努力越多，消費者對銷售人員的道德評價越低。因此，“努力”與“回報”的因果關(guān)系只在一定條件下成立。銷售管理者應(yīng)認識到，并不是所有的努力都能帶來回報，盲目的投入時間和精力甚至會帶來負面影響。銷售人員的努力固然是對消費者的關(guān)心和幫助，但是消費者更關(guān)心的是銷售人員努力的動機，只有發(fā)自內(nèi)心真誠的努力才能獲得消費者的認可和贊賞，才能維持長久的客戶關(guān)系。

2. 重新定位銷售人員在營銷活動中的角色

研究結(jié)果顯示，當銷售人員以較高的移情水平付出努力時，消費者將其視為提供更多信息的“幫助者”;但是當銷售人員以較低的移情水平付出努力時，消費者將其視為不斷施加購買壓力的“說服者”。消費者對銷售人員兩種不同角色的識別取決于銷售人員的移情水平，并對消費者的行為產(chǎn)生影響。當消費者認為銷售人員是“幫助者”的時候，銷售人員能夠更容易的建立信任，獲取更多的認同和順從;當消費者認為銷售人員是“說服者”的時候，可能會把消費者嚇走，遭到消費者的抵制情緒。因此，在營銷過程中，銷售人員應(yīng)該從消費者的視角出發(fā)，以幫助者的角色與消費者相處，在銷售過程中為消費者提供更多的信息，站在消費者的角度，用真誠打動消費者，獲取更多的認同，潛移默化地影響消費者的購買意愿，得到消費者的肯定，幫助消費者做出正確的抉擇。

3. 重新審視消費者在營銷活動中的主動性

根據(jù)說服知識理論，消費者能夠運用已有的說服知識主動應(yīng)對說服信息?？梢?，以往消費者被企業(yè)營銷人員牽著鼻子走的局面已經(jīng)不復存在，取而代之的是消費者在營銷過程中的主動性越來越凸顯。雖然企業(yè)的營銷策略層出不窮，但是消費者會逐漸積累企業(yè)營銷策略的應(yīng)對知識。隨著說服知識和經(jīng)驗不斷積累，消費者在營銷活動中越來越具有更多的積極性和主動性，消費者會以自身利益最大化為目標，來進行消費行為。消費者既會尋求更多有關(guān)產(chǎn)品的信息，又會避免銷售人員的說服意圖影響自身的購買意愿。對此，銷售人員應(yīng)積極提升自身綜合素質(zhì)，豐富產(chǎn)品知識，以真誠的態(tài)度了解消費者需求，解決消費者的問題，解除消費者的擔憂。

注釋：

① R. L. Oliver， J. E. Swan， Consumer Perceptions of Interpersonal Equity and Satisfaction in Transactions： A Field Survey Approach，? Journal of Marketing， 1989， 53（2）， pp.21-35.

② A. Kirmani， The Effect of Perceived Costs onBrand Perceptions，? Journal of Consumer Research， 1990， 17（2）， pp.160-171.

③ L. A. Mohr， M. J. Bitner， The Role of Employee Effort in Satisfaction with Service Transactions，? Journal of Business Research， 1995， 32（3）， pp.239-252.

④ V. Kumar， R. Venkatesan and W. Reinartz， Performance Implications of Adopting a Customer-Focused Sales Campaign.，? Journal of Marketing， 2008， 72（5）， pp.50-68.

⑤ B. K. Pilling， S. Eroglu， An Empirical Examination of the Impact of Salesperson Empathy and Professionalism and Merchandise Salability on Retail Buyers Evaluations， Journal of Personal Selling & Sales Management， 2013， 14（1）， pp.45-58.

⑥ L. A. Mohr， Social Episodes and Consumer Behavior： The Role of Employee Effort in Satisfaction with Services， Arizona State University， 1991.

⑦ M. S. Kennedy， L. K. Ferrell and D. T. Leclair， Consumers Trust of Salesperson and Manufacturer： an Em-pirical Study，? Journal of Business Research， 2001， 51（1）， pp.73-86.

⑧ 金玉芳、董大海：《消費者信任影響因素實證研究——基于過程的觀點》，《管理世界》2004年第7期。

⑨ H. C. Kelman， Compliance， Identification， and Internalization： Three Processes of Attitude Change， Journal of Conflict Resolution， 1958， 2（1）， pp.51-60.

⑩ J. P. Forgas， Mood and Judgment： the Affect Infusion Model （AIM），? Psychological Bulletin， 1995， 117（1）， pp.39-66.

{11} R. A. Wicklund， V. Slattum and E. Solomon， Effects of Implied Pressure toward Commitment on Ratings of Choice Alternatives，? Journal of Experimental Social Psychology， 1970， 6（4）， pp.449-457.

{12} R. W. Brislin， The Wording and Translation of Research Instruments， In W. J. Lonner & J. W. Berry （Eds.）， Field Methods in Cross-Cultural Research， 1986， 8（2）， pp.137-164. Thousand Oaks， CA， US： Sage Publications， Inc.

{13} A. Parasuraman， L. L. Berry， A Conceptual Model of Service Quality and Its Implications for Future Research， Journal of Marketing， 1985， 49（4）， pp.41-50.

{14} Y. Wang， H. Lo and Y. Yang， An Integrated Framework for Service Quality， Customer Value， Satisfaction： Evidence from China's Telecommunication Industry，? Information Systems Frontiers， 2004， 4（6）， pp.325-340.

{15} H. He， Y. Li， Key Service Drivers for High-tech Service Brand Equity： The Mediating Role of Overall Service Quality and Perceived Value， Journal of Marketing Management， 2010.

{16} S. Cohen， R. Mermelstein， A Global Measure of Perceived Stress， Journal of Health & Social Behavior， 1983， 24（4）， pp.385-96.

{17} R. G. Mcfarland， G. N. Challagalla and T. A. Shervani， Influence Tactics for Effective Adaptive Selling，? Journal of Marketing， 2006， 70（4）， pp.103-117.

{18} L. M. Valenzuela， J. P. Mulki and J. F. Jaramillo， Impact of Customer Orientation， Inducements and Ethics on Loyalty to the Firm： Customers Perspective， Journal of Business Ethics， 2010， 54（2）， pp.137.

{19} R. M. Baron， D. A. Kenny， The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： Conceptual， Strategic， and Statistical Considerations， Lead Pollution? Causes and Control/Chapman and Hall， 1981， pp.1173-1182.

{20} K. J. Preacher， A. F. Hayes， SPSS and SAS Procedures for Estimating Indirect Effects in Simple Mediation Models，? Behavior Research Methods Instruments & Computers A Journal of the Psychotic Society Inc， 2004， 36（4）， pp.717-31.

{21} X. Zhao， J. Glynch and Q. Chen， Reconsidering Baron and Kenny： Myths and Truths about Mediation Analysis， 2010， 37（2）， pp.197-206.

{22} A. F. Hayes， Introduction to Mediation， Moderation， and Conditional Process Analysis： A Regression-Based Approach， 2013.

作者簡介：張楠，湖北省社科院政法所副研究員，湖北武漢，430077;劉紅翠，武漢佰鈞成技術(shù)有限責任公司，湖北武漢，430070。

（責任編輯? 辰? 曦）