酒店員工知識共享對服務創新的影響研究

摘要 隨著知識經濟時代的到來，酒店為推動服務創新，越來越強調知識共享。本文以長沙市高星級酒店為例，研究知識共享對服務創新的影響，發現利他主義和利益追求動機對知識共享行為有正向影響，利他主義的影響較強，利益追求的影響較弱;知識共享行為對創新環境優化、員工創新意識、員工創新表現均有強烈正向影響，對員工創新意識的影響最強，對員工創新行為的影響次之，對創新環境優化的影響較弱。

關鍵詞 酒店;知識共享;服務創新

中國分類號 F59

文獻標識碼 A

文章編號 1002-5006(2010)11-0066-07

1 引言

知識共享與企業創新關系是新課題，研究成果集中在生產和技術行業。奧斯德洛和福瑞(OsterlohFrey)指出，從企業“資源至上”的角度來看，知識是最重要的戰略資源，且組織中個人、部門間的知識共享至關重要。巴托爾和斯瑞維斯德維(BartolSrivastava)的實證研究發現，員工通過知識共享，可以在組織中傳播相關信息。赫托格(Hertog)認為專家咨詢、經驗分享等一系列知識共享的方法可以支持創新。同時，班克和米爾沃德(BankMillward)關于團隊知識共享和信息交流的實證研究也表明，完善的團隊知識共享和信息交流程序可以使團隊更協調，實現更出色的團隊績效。另外，焦玉英分析了維基(Wiki)平臺提供的知識共享環境，提出了維基服務平臺上的知識共享與創新模型，并對群體創新的實現條件進行了研究。

酒店學者近年開始了相關研究，例如，楊(Yang)強調了酒店行業和旅游行業引入知識管理戰略的重要性;胡夢蕾等(Meng-Lei Monica Hu，etal)研究發現，酒店內團隊的知識共享能促進服務創新，團隊文化對知識共享和服務創新的關系有顯著調節作用。

知識經濟時代的到來，知識管理成為重要研究領域。知識共享對服務創新的重要作用成為現代服務業關注焦點，競爭激烈的酒店行業，服務創新成為贏得顧客的重要手段，知識共享正成為酒店服務創新的重要推手。但是，知識管理與服務創新關系方面的研究成果并不豐富，利用知識共享激發酒店服務創新能力提升方面的實踐也很少，不能滿足我國酒店行業的需要。現實急切呼喚理論結合實踐的研究成果。

2 知識共享與服務創新的維度

2.1相關概念界定

知識共享。由于研究的標準和角度不同，對知識共享的定義有溝通學說、共有學說、轉移與學習學說和行為學說等。本文認為，知識共享是某一或某些主體的知識(包括顯性和隱性知識)通過各種交流方式被其他主體接收并內化為自身知識的過程。

服務創新。服務創新是一個較寬泛的概念。本文采用鄭向敏定義:酒店的服務創新是通過對原來服務方面的知識進行整合和信息處理，從而創造出新的服務或改進的服務。

2.2文獻回顧

研究成果表明知識共享動機有6個方面:(1)利他主義。不求任何回報，只是由于樂于助人的本性或對知識具有相當大的熱情等原因，這是導致個人知識共享行為的一項重要動機。很多學者的研究成果提到過，如切勞曼勞尼(Chennamaneni)觀點、林(Lin)的觀點等。(2)自我實現。具體表現集中在兩個方面，第一是發揮潛力、追求成長，如斯科特和沃克(ScottWalker)的觀點，第二是獲得成就感、幸福感，如泰坡(Tampoe)的觀點。(3)獲得聲譽。具體表現在兩個方面，第一是認為與人共享知識能贏得他人的贊揚和尊敬，如艾瑪拜爾(Amabile)的研究結論，第二是認為與人共享知識能建立自己的專家形象，獲得專家權力，如弗蘭赤和瑞文(FrenchRaven)的結論。(4)互惠互利。克斯勞和斯布若爾(KieslerSproull)認為個人的知識有限，共享知識有利于自身利益的最大化，知識提供者愿意花時間和精力與人共享知識，主要是期望在必要時，知識接受者能提供知識給予幫助。(5)歸屬感與共生。表現為兩個方面，第一是由于組織的需要和獲得歸屬感，如斯科特和沃克(ScottWalker)的觀點，第二是組織公民行為，如克斯勞和斯布若爾(KieslerSproull)的研究結論。(6)外在報酬。巴托爾和斯瑞維斯德維(BartolSrivastava)認為組織可能給予的金錢、職務升遷等獎勵，可能正向影響個體貢獻知識的程度。

當然，基于不同視角，對知識共享動機的看法不同，如利他主義對某些人來說，可能就是自我實現的一方面，獲得成就感既可以自我實現，也可以是因獲得聲譽而獲得成就感等。有學者根據赫茲伯格(Herzberg)的動機雙因素理論，把知識共享的動機分為內在動機和外在動機兩類，如萊坡等(Lepper，et al)的工作，還有柯萬和成(KwanCheung)的工作，這些研究成果也遭到了分類并不明晰的批評。

現有研究成果認為服務創新表現在兩個方面:(1)新服務開發，最具代表性的是馬泰爾等(Matear，et al)通過研究酒店的服務創新，提出的包含8個測量指標的新服務開發量表;(2)員工服務創新，斯科特等(Scott，et al)通過對企業高層管理者的訪談，開發了員工服務創新行為的量表，該量表包含6個測量指標，信度系數為0.855。

2.3維度確定

目前，學界對知識共享動機和服務創新的研究成果還不成熟，沒有統一的維度劃分方案。筆者采用探索性因子分析方法劃分維度。

2.3.1問卷設計

目前學界對知識共享動機的研究還沒形成權威量表。本文根據德維波特等(Davenport，et al)、沃茲等(Walz，et al)和蘇蘭斯基(Szulanski)的成果，確定14個知識共享動機變量;據汪金城的研究成果，確定6個知識共享行為變量;據馬泰爾等和斯科特等的成果，確定了16個服務創新變量，形成指標體系(見表1)。運用訪談和試測，在長沙市高星級酒店進行初步研究，對測試語句進行了修改。

2.3.2調查實施與樣本特征

知識共享的實證研究絕大部分是針對知識較為密集的行業，酒店行業是勞動密集型行業，為數不多的酒店知識共享研究，都以國際知名高星級酒店為研究對象，原因在于高星級酒店擁有較多的“知識型員工”，更具代表性。本文以長沙市高星級酒店為研究對象，選擇了長沙華天大酒店、通程國際大酒店兩家五星級酒店，君逸康年大酒店、金源大酒店兩家四星級酒店的員工，在2009年7～8月進行隨機抽樣調查，共發放問卷200份，回收問卷145份，回收率為72.5%，篩選后得到有效問卷110份，問卷有效回收率為55%。樣本包括了不同性別、年齡層次、文化程度、收入水平、酒店行業從業時間、本酒店工作年限、所屬部門、職位的員工，樣本結構與長沙高星級酒店行業現狀基本符合，數據可靠。

2.3.3知識共享動機維度

按照因子分析的前提要求，首先采用KMO取樣適當性量數檢驗和Bartlett球形檢驗各變量觀測值之間的相關性。使用SPSS15.0軟件對知識共享動機數據進行分析得到，Bartlett球形檢驗相伴概率P=0.000，拒絕原假設，相關系數矩陣與單位矩陣有顯著差異，同時，KMO檢驗值達到0.900，統計數據適合做因子分析。接著，采用主成分分析法獲取初始因子，經Virmax正交旋轉后，提取了3個公因子，方差累計貢獻率為71.020%。3個公因子命名為:(1)利他主義，包括F1、F2、F3、F4、F5，因子載荷分別為0.712、0.829、0.824、0.810、0.827;(2)互惠與名譽，包括F6、F7、F8、F9、F10、F11，因子載荷分別為0.733、0.799、0.503、0.789、0.789、0.729;(3)利益追求，包括F12、F13、F14，因子載荷分別為0.624、0.865、0.873。本研究得出的知識共享動機因子與已有研究結論略有差異，互惠和名譽被歸為一個因子。

2.3.4服務創新維度

使用SPSS15.0軟件對服務創新數據進行分析得到，Bartlett球形檢驗相伴概率P=0.000，相關系數矩陣不是單位矩陣，KMO檢驗值為0.877，統計數據適合做因子分析。經Virmax正交旋轉后，提取了3個公因子，方差累計貢獻率為63.892%。3個公因子分別命名為:(1)創新環境，包括G1、G2、G3、G4、G5、G6、G7、G8，因子載荷分別為0.574、0.605、0.727、0.768、0.729、0.653、0.695、0.632;(2)員工創新意識，包括G9、G10、G11，因子載荷分別為0.818、0.613、0.699;(3)員工創新表現，包括G12、G13、G14、G15、G16，因子載荷分別為0.718、0.789、0.806、0.732、0.650。

3 研究假設與概念模型

根據“動機一行為”理論，個體的動機是影響行為的重要因素。知識共享的動機對行為產生顯著影響。大量實證研究表明，利他主義的動機推動知識共享的實際行為，如德維波特和普魯塞克提出，不求任何回報，只是希望自己的知識能夠得到繼承的利他主義動機，是企業內部知識市場中，知識提供者實行知識共享一大原因;湯令儀對金融業員工進行探討時發現，員工認為主動告訴同事是件快樂的事，與員工樂于分享知識正相關。據此，筆者提出如下假設:

H1:利他主義動機對知識共享行為具有顯著正向影響

德維波特和普魯塞克認為，期望共享自己知識的同事會有所回報，以及對聲望的追求，是個人在組織內知識共享的重要原因。克斯勞和斯布若爾則認為，人們共享知識是因為他們能夠得到某些個人利益，這些利益可能僅僅是一個微笑。艾瑪拜爾也指出，他人的肯定是對個人進行知識共享的無形獎勵。李濤等發現知識工作者在組織內進行知識共享的內在驅動力之一是獲取尊重等需要。胡夢蕾等的探索性研究發現，由于中國幾千年來對集體主義的強調，個人聲譽往往也是通過在集體中的互惠互利行為而獲得，這些聲譽包括樂于助人的名聲和專家形象的建立等。據此，筆者提出如下假設:

H2:互惠與名譽的動機對知識共享行為具有顯著正向影響

知識提供者需要一定的外在刺激——包括金錢和物質的獎勵——作為動機來實施共享行為，蘇蘭斯基提出了這樣的觀點，后來麥克德莫特和歐德爾(McDermottO’Dell)也在研究中得到了這樣的結論。奧斯德洛和福瑞的研究也表明員工通過金錢間接滿足他們的要求，知識共享所帶來的滿足感并非來自活動本身。孫紅萍等的研究證實了個體只有在預期某種行為將獲得等值或超值回報時，才會采取知識共享行為。筆者借鑒學者們的研究結論，提出如下假設:

H3:利益追求的動機對知識共享行為具有顯著正向影響

組織內部的知識共享對組織創新能力有重要影響。懷特(Wright)的研究揭示了異質的知識通過在個體間的傳遞和整合，可以形成新層次的知識，如群體知識，贊奈葛和包奈徹(ZanagaBonache)在后來的研究中進一步探索了這種關系。科恩和列韋恩薩爾(CohenLevinthal)發現了擁有不同知識的個體間的相互作用，能激發遠高于個體所能達到的組織創新能力;愛普(Ipe)的研究也進一步論證了這一點。摩曼和米勒(MoormanMiner)對創新過程的研究發現，組織成員的知識共享可以增加決策制定的效率和效益，從而促進組織創新。切和霍爾賽博(ChiHolsapple)指出，知識共享的重要功能就是保持組織持續創新。因此可假設:

H4:知識共享行為對創新環境的優化具有顯著正向影響

為了探索個人服務創新行為，斯科特和布魯斯對企業高層管理者進行了訪談，開發了衡量員工服務創新行為的量表，包括員工創新意識和實際表現兩方面。艾恩茱司和德萊黑爾(AndrewsDelahaye)認為，個體間的知識共享有助于個體與組織的學習，而學習能力是創新能力的基礎之一，因此，員工知識共享可以促進創新能力。伊恩斯和西果(EnzSiguaw)認為，在接待行業，企業管理者向成功領導者學習、共享成功案例，可以引導其他員工學習，從而激勵員工的創新。奧斯德洛和福瑞的研究也認為，個人和部門的知識共享行為對員工創新的意識和表現都有重要影響。在此基礎上，筆者提出如下假設:

H5:知識共享行為對員工創新意識具有顯著正向影響

H6:知識共享行為對員工創新表現具有顯著正向影響

知識共享是知識整合和信息處理的前提，是服務創新的重要影響因素。知識共享動機直接影響知識共享行為，知識共享行為影響服務創新。綜合得到知識共享與服務創新概念模型。

4 模型檢驗

4.1正式調查實施

正式調查選擇了長沙神農大酒店、明城國際大酒店兩家五星級酒店，時代帝景大酒店、富麗華大酒店兩家四星級酒店的員工，在2009年8～10月進行隨機抽樣調查，共發放問卷400份，回收問卷365份，回收率為91.25%，篩選后得到有效問卷203份，問卷有效回收率為78.25%。樣本結構基本符合長沙高星級酒店行業現狀，數據可靠。

4.2驗證性因子分析

使用AMOS7.0軟件建構測量模型進行驗證性因子分析，使用兩大類8個指標評價模型進行判斷。絕對擬合度指標的判斷準則分別為:X²/df應在0以上，小于3更好;GFI通常大于0.9，越接近1越好;RMR通常小于0.05，越接近0越好;RMSEA通常小于0.1，越接近0越好。增值擬合度指標的判斷準則分別為:AGFI通常大于0.9，越接近1越好;NFI越接近1越好;CFI越接近1越好;IFI越接近1越好。

進一步檢驗知識共享動機和服務創新的各維度建構效度和它們之間的區分度。按規定，標準化回歸系數應大于0.5，小于0.95;沒有負的誤差方差存在;建構信度大于0.6;結構效度最好大于0.5。運行結果顯示，員工知識共享動機和服務創新的各因子的效度和內部觀測變量的收斂效度和區別效度。各種擬合指標見表2。

知識共享動機:從絕對擬合指標來看，X²/df=2.005，小于3的指標值;GFI=0.947，大于0.9;RMR=0.049，小于0.05;RMSEA=0.057，小于0.1的可接受值，故總體上顯示模型可以接受;從增值擬合指標來看，AGFI=0.911，大于0.9的接受值，CFI=0.972，NFI=0.946，IFI=0.972，均接近1，達到模型要求的水平。可見，驗證性因子分析的擬合結果較好，各擬合優度指標基本達到或超過建議值。此外，標準化回歸系數都大于0.5，小于0.95;沒有負的誤差方差存在;建構信度都大于0.6;除“互惠與聲譽”外，其他因子的結構效度都大于0.5。整體上，模型擬合較好，可以接受。

服務創新:從絕對擬合指標來看，x²/df=1.991，小于3的指標值;GFI=0.938，大于0.9;RMR=0.030，小于0.05;RMSEA=0.056，小于0.1的可接受值，故總體上顯示模型可以接受;從增值擬合指標來看，AGFI=0.904，大于0.9的接受值，CFI=0.969，NFI=0.940，IFI=0.969，均接近1，達到模型要求的水平。可見，驗證性因子分析的擬合結果較好，各擬合優度指標基本達到或超過建議值。此外，標準化回歸系數都大于0.5，小于0.95;沒有負的誤差方差存在;建構信度都大于0.6;除“創新環境”外，其他因子的結構效度都大于0.5。整體上，模型擬合較好，可以接受。

4.3設定模型評價與假設檢驗

4.3.1模型輸出

根據初始模型所產生的“修正指標”(modification indices)，建立對應變量的關系，從而使Chi-square值減少，P值增加。運行AMOS 7.0進行檢驗，對初始模型進行修正后，最終模型路徑如圖2所示，各項指標見表3。修正后模型擬合度的各項指標均達到擬合指標。由最終模型可以看出，5個路徑呈現出變量之間關系顯著。

4.3.2研究假設檢驗結果

H1:利他主義的動機對知識共享行為具有顯著正向影響。結構方程分析結果表明，利他主義動機對知識共享行為的影響的路徑系數為0.511，顯著性水平在0.01以上，說明有顯著正向影響，假設H1成立。

H2:互惠與聲譽的動機對知識共享行為具有顯著正向影響。結構方程分析結果表明，互惠與聲譽動機對知識共享行為的影響的路徑系數為0.178，為正向影響，但顯著性水平大于0.1。說明沒有顯著影響，假設H2不成立。

H3:利益追求的動機對知識共享行為具有顯著正向影響。結構方程分析結果表明，利益追求動機對知識共享行為的影響的路徑系數為0.139，顯著性水平在0.05以上，說明有顯著正向影響，假設H3成立。

H4:知識共享行為對創新環境優化具有顯著正向影響。結構方程分析結果表明，知識共享行為對創新環境的影響的路徑系數為0.687，顯著性水平在0.01以上，說明有顯著正向影響，假設H4成立。

H5:知識共享行為對員工創新意識具有顯著正向影響。結構方程分析結果表明，知識共享行為對員工創新意識的影響的路徑系數為0.727，顯著性水平在0.01以上，說明有顯著正向影響，假設H5成立。

H6:知識共享行為對員工創新表現具有顯著的正向影響。結構方程分析結果表明，知識共享行為對員工創新表現的影響的路徑系數為0.699，顯著性水平在0.01以上，說明有顯著正向影響，假設H6成立。

5 研究結論與管理啟示

5.1研究結論

酒店員工知識共享動機表現為利他主義、利益追求、互惠與聲譽3個維度，服務創新行為包括創新環境、員工創新意識、員工創新表現3個維度。

酒店員工知識共享動機對服務創新行為的影響存在兩個基本關系:第一，利他主義、利益追求兩大知識共享的動機對其行為具有顯著正向影響，利他主義的影響最強烈，利益追求的影響較弱。第二，員工知識共享行為對創新環境、員工創新意識、員工創新表現的影響都較強烈，也略有細微差別，對員工創新意識的影響最強，對員工創新表現的影響次之，而對創新環境優化的影響相對較弱。

5.2管理啟示

5.2.1強化知識共享動機管理

高星級酒店應該強化知識共享動機管理，營造濃厚的組織知識共享氛圍。第一，高度關注利他主義動機的培育。培育以幫助酒店解決工作問題為樂、以交流知識為樂、以自覺幫助同事為樂的情懷。第二，合理利用利益追求動機。充分利用物質獎勵、職務升遷等激勵措施，刺激員工知識共享動機的形成。第三，堅持“價值觀引導為主，物質激勵為輔”原則。利他性動機最能激發知識共享的行為，激勵措施也能刺激知識共享的行為。以激發員工潛在的利他主義動機為主，輔以適當的精神和物質激勵措施，推動知識共享行為。

5.2.2利用知識共享推動服務創新

高星級酒店應該利用知識共享推動服務創新。第一，充分利用知識共享提高酒店員工的服務創新意識，積極尋求新服務技巧、新思路和新方法，積極創意，與部門同事討論新觀點和想法，都是極其有利于酒店服務創新的。第二，充分利用知識共享提高酒店員工的服務創新表現，培養員工成為有創造性的成員，能創造性地解決工作中的困難，努力實現新構想，挖潛革新。第三，充分利用知識共享優化酒店創新環境。知識共享與良好創新氛圍、緊密合作習慣、科學激勵措施、充足人才保證、新服務和新產品的開發優勢聯系緊密，形成開發新服務良好效能。

5.3留疑

對酒店行業知識共享和服務創新的關系研究，是否一定要選取高星級酒店作為研究對象?服務創新與工業技術創新在知識共享方面是否存在顯著差異?互惠與聲譽作為知識共享的動機被證實，但是作為影響服務創新的動因被證偽，為什么?值得做進一步的實證研究。