決策權(quán)配置影響組織行為模式演進(jìn)實(shí)證分析*

王松濤，劉勇

（1.廣東食品藥品職業(yè)學(xué)院管理系，廣東廣州510520）（2.清華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100084）

決策權(quán)配置影響組織行為模式演進(jìn)實(shí)證分析*

王松濤1，劉勇2

（1.廣東食品藥品職業(yè)學(xué)院管理系，廣東廣州510520）（2.清華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100084）

理論上講，組織決策權(quán)的不同配置會(huì)對(duì)其成員產(chǎn)生不同的影響力，進(jìn)而影響組織行為模式的演進(jìn)。案例分析表明，在整個(gè)組織、不同類(lèi)型部門(mén)之間和特定類(lèi)型部門(mén)內(nèi)部三個(gè)層面，不同集權(quán)度的組織成員分類(lèi)的行為模式均衡，僅在不同類(lèi)型部門(mén)之間的層面有顯著差異這可能是由于研究對(duì)象的隨機(jī)性造成的。

決策權(quán)配置；組織行為模式；個(gè)體行為模式；集權(quán)度

一、實(shí)證分析假設(shè)的提出

許多研究認(rèn)為，個(gè)體間影響力差異性大小的不同，使組織行為模式演進(jìn)的速度以及最終結(jié)果（達(dá)成的均衡）存在著差異[1]。而關(guān)于決策權(quán)的不同配置是否一定帶來(lái)成員間影響力的變化，尤其是在決策層級(jí)縱向上的影響力變化，還是缺乏論據(jù)的。決策權(quán)力之所以能夠轉(zhuǎn)化為對(duì)他人的影響力，更多的是由于其對(duì)資源具有某些權(quán)力。如果我們假設(shè)組織的成員都是完全理性的，決策行為的目標(biāo)就是追求效用的最大化，那么無(wú)疑權(quán)力配置的改變將會(huì)導(dǎo)致影響力的改變。但是現(xiàn)實(shí)中組織成員并不是完全理性的，其決策行為的目標(biāo)也不完全是追求效用的最大化[2]。Akerlof（2003）就提出組織成員對(duì)組織的認(rèn)同與否決定了個(gè)體對(duì)組織期望行為的感知，而這種感知將會(huì)使個(gè)體相同的行為產(chǎn)生不同的效用[3]；同時(shí)，組織成員對(duì)他人相同的行為的態(tài)度會(huì)由于對(duì)他人行為的動(dòng)機(jī)、目的的不同判斷而變化[4]，而我們知道個(gè)體的態(tài)度對(duì)行為將會(huì)有決定性作用；再則，個(gè)體間在互惠、公平等方面的不同態(tài)度也會(huì)在面對(duì)其他個(gè)體相同的行為結(jié)果時(shí)作出不同的反應(yīng)[4]。因此，任何沒(méi)有引入現(xiàn)實(shí)個(gè)體的推論都可能是荒謬的。

再則組織成員的行為模式均衡在外部信息（隨機(jī)性強(qiáng)）的影響下將會(huì)不斷變化，當(dāng)組織行為模式從一個(gè)均衡向另一個(gè)均衡過(guò)渡時(shí)，集權(quán)度高的組織轉(zhuǎn)變速度更快，那么組織成員行為模式的差異從統(tǒng)計(jì)意義上應(yīng)當(dāng)小于集權(quán)度較低的組織（組織成員行為模式及其差異是相對(duì)較容易測(cè)量的）。而在同一個(gè)組織內(nèi)部，如果按照所處集權(quán)度高低將組織成員分類(lèi)，那么在不同分類(lèi)之間行為模式的差異性會(huì)有所不同。具體假設(shè)如下：

H1：組織中不同集權(quán)度的組織成員分類(lèi)，對(duì)其行為模式差異性大小不同，且集權(quán)度高的分類(lèi)將比集權(quán)度低的分類(lèi)的差異性小。

此外，模型分析的結(jié)果中還包括組織成員行為模式均衡狀態(tài)更加接近組織中對(duì)他人影響力更大的成員的初始行為模式（在實(shí)驗(yàn)中沒(méi)有進(jìn)行驗(yàn)證）。而在集權(quán)度高的組織中由上至下的影響力要大于集權(quán)度較低的組織，因此在集權(quán)度高的組織中成員行為模式更加接近組織的高層領(lǐng)導(dǎo)的行為模式。那么，在同一個(gè)組織中在按照上述分類(lèi)的組織成員之間行為模式均衡就會(huì)存在差異。具體假設(shè)如下：

H2：組織中不同集權(quán)度的組織成員分類(lèi)，其行為模式均衡不同。

二、實(shí)證分析方法

（一）樣本及抽樣方法

為了檢驗(yàn)本文所提出的假說(shuō)，筆者專(zhuān)門(mén)設(shè)計(jì)了調(diào)研變量，數(shù)據(jù)的收集是根據(jù)被調(diào)查對(duì)象對(duì)調(diào)研問(wèn)卷的回答來(lái)完成的。

第一步，開(kāi)發(fā)設(shè)計(jì)調(diào)查表。本文中的調(diào)查問(wèn)卷是在與幾位具有豐富實(shí)證分析經(jīng)驗(yàn)的專(zhuān)家討論基礎(chǔ)上形成的。并且在初稿基礎(chǔ)上與和被調(diào)查對(duì)象身份相似的有關(guān)人員做了進(jìn)一步探討，對(duì)問(wèn)卷中的語(yǔ)言表達(dá)做了必要的調(diào)整，使問(wèn)卷更加易于理解。另外，也請(qǐng)有關(guān)人員作答了兩份問(wèn)卷，從而確認(rèn)了問(wèn)卷在填寫(xiě)所需時(shí)間、理解性等方面的合理性。

第二步，進(jìn)行預(yù)調(diào)查。在問(wèn)卷正式發(fā)放前筆者對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行了一次預(yù)調(diào)查，調(diào)查的對(duì)象是與本文正式調(diào)查對(duì)象較為相似的國(guó)有企業(yè)，但調(diào)查個(gè)體并非正式調(diào)查時(shí)的管理人員和業(yè)務(wù)骨干，而是EMBA學(xué)員，這并不影響對(duì)問(wèn)卷效度的考察。通過(guò)預(yù)調(diào)查，共回收十份完整、可用的問(wèn)卷。筆者用Stata8.0軟件對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行了因子分析(Factor Analysis）和效度分析，經(jīng)過(guò)最大方差旋轉(zhuǎn)（Varimax Rotation）后的因子成分矩陣（Rotated Component Matrix）顯示主成分與問(wèn)卷設(shè)計(jì)的各因子基本一致?；谠陬A(yù)調(diào)查過(guò)程中所發(fā)現(xiàn)的問(wèn)題，筆者適當(dāng)?shù)匦薷牧藛?wèn)卷，去掉了一些因子載荷較低的問(wèn)題，并且將一些問(wèn)卷中的措辭做了進(jìn)一步修改，以便被調(diào)查者能夠更好地理解。

第三步，進(jìn)行更大樣本量的正式調(diào)查。在預(yù)調(diào)查結(jié)束和對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行了適當(dāng)?shù)男薷闹螅P者進(jìn)行了正式的問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查的范圍是某大型國(guó)企總部和下屬的10個(gè)二級(jí)單位（分、子公司）及其主要部門(mén)的管理人員和業(yè)務(wù)骨干。調(diào)研中共發(fā)放問(wèn)卷280份，回收273份，其中有效問(wèn)卷為251份。問(wèn)卷數(shù)量達(dá)到了因子分析、T檢驗(yàn)和方差分析的基本要求。

（二）變量及其度量

1.組織中集權(quán)度的度量

本文研究的主要內(nèi)容就是組織中決策權(quán)配置（集權(quán)度高低的問(wèn)題）對(duì)組織行為模式演進(jìn)的影響，那么就必須對(duì)組織中的集權(quán)度進(jìn)行度量。而現(xiàn)實(shí)中，現(xiàn)實(shí)狀況和個(gè)體對(duì)現(xiàn)實(shí)的感知之間是存在較大差異的，而對(duì)人們行為產(chǎn)生更加直接影響的是感知而不是現(xiàn)實(shí)狀況[5]。同樣對(duì)于集權(quán)度也是如此，個(gè)體感知到的權(quán)力決定了其對(duì)權(quán)力使用的行為，而不是類(lèi)似組織中的工作描述這樣的客觀(guān)事實(shí)，這也正是組織設(shè)計(jì)中考慮組織集權(quán)度時(shí)所面臨的困惑之一[6]。同時(shí)，組織中的主要業(yè)務(wù)都與不同的決策權(quán)緊密相關(guān)，而不同決策權(quán)的重要性和決策信息所處的位置又是不同的，因此往往對(duì)于同一個(gè)組織不同的業(yè)務(wù)、不同的部門(mén)具有不同的集權(quán)度。因此本文在實(shí)證分析中對(duì)組織集權(quán)度的測(cè)量不是在組織層面，而是在個(gè)體層面。問(wèn)卷中采用了5等級(jí)李克特排序法，要求被調(diào)查者根據(jù)自己觀(guān)點(diǎn)選擇1～5的數(shù)字以顯示其同意或不同意的程度。五個(gè)數(shù)字的含義分別是:1-完全不同意；2-不同意；3-一般；4-同意；5-完全同意。

本文在度量個(gè)體對(duì)集權(quán)度的感知中用到了三個(gè)變量：作為所在部門(mén)的一員，我感覺(jué)所在部門(mén)在判斷成員工作表現(xiàn)方面具有相當(dāng)大的自主權(quán)（X11）；作為所在部門(mén)的一員，我感覺(jué)所在部門(mén)在決定如何開(kāi)展工作方面具有相當(dāng)大的自主權(quán)（X12）；作為所在部門(mén)的一員，我感覺(jué)所在部門(mén)在選用人員方面具基本沒(méi)有自主權(quán)（X13）。

需要說(shuō)明的是，在選擇度量集權(quán)度變量的過(guò)程中，筆者考慮到應(yīng)當(dāng)盡量使問(wèn)卷在各個(gè)分、子公司的各個(gè)部門(mén)間具有更強(qiáng)的通用性，因而選擇了任何部門(mén)都必須面對(duì)的三個(gè)方面的工作來(lái)進(jìn)行度量。

2.個(gè)體行為模式的度量

個(gè)體的行為是非常復(fù)雜的，因此要刻畫(huà)個(gè)體的行為更是困難。然而從組織的角度去研究個(gè)體的行為時(shí)，研究的范圍變得相對(duì)具體。但是要真正對(duì)組織中的個(gè)體行為行進(jìn)行度量仍然是非常困難的。換個(gè)角度，我們知道個(gè)體的態(tài)度是個(gè)體行為的決定因素（詹姆斯.L.吉布森，2002），因此可以認(rèn)為對(duì)組織中個(gè)體態(tài)度的度量實(shí)質(zhì)上也間接度量了個(gè)體的行為。即便如此，在組織中個(gè)體對(duì)不同的事物有著不同的看法和態(tài)度，如果我們?cè)噲D通過(guò)建立一個(gè)完備的測(cè)量體系去完整地刻畫(huà)、勾勒組織成員的所有態(tài)度和行為，可能出現(xiàn)的結(jié)果只有失敗?；谶@樣的觀(guān)點(diǎn)本文僅僅對(duì)組織中個(gè)體對(duì)待某種具有普遍性的事務(wù)的態(tài)度進(jìn)行測(cè)度。本文選擇了在每個(gè)部門(mén)都存在的對(duì)待員工學(xué)習(xí)的行為模式來(lái)進(jìn)行研究，由此來(lái)檢驗(yàn)前面假設(shè)是否成立，進(jìn)而檢驗(yàn)本文模型分析和試驗(yàn)研究是否具有一定的外部有效性。問(wèn)卷中仍然采用李克特排序法，要求被調(diào)查者根據(jù)自己觀(guān)點(diǎn)選擇1～5的數(shù)字以顯示其同意或不同意的程度。五個(gè)數(shù)字的含義同上。

本文度量個(gè)體行為模式的三個(gè)變量為：我認(rèn)為應(yīng)該充分尊重和關(guān)心員工（X21）；我認(rèn)為應(yīng)當(dāng)注重和鼓勵(lì)員工學(xué)習(xí)新的知識(shí)和技能（X22）；重視員工的培訓(xùn)是公司的重要管理觀(guān)念之一（X23）。

三、數(shù)據(jù)的分析

（一）研究數(shù)據(jù)的信度與效度分析

信度說(shuō)明了變量之間的一致程度，統(tǒng)計(jì)學(xué)上用Cronbach進(jìn)行度量。一般來(lái)講，變量之間的一致性很強(qiáng)時(shí)，Cronbach大于0.7；而對(duì)于尚未檢驗(yàn)的變量尺度，其Cronbach大于0.6同樣也是可以接受的；但是當(dāng)Cronbach值低于0.35時(shí)，測(cè)量變量應(yīng)予以拒絕。問(wèn)卷的效度可分為內(nèi)容效度和構(gòu)造效度兩個(gè)方面。本文問(wèn)卷設(shè)計(jì)過(guò)程的嚴(yán)謹(jǐn)性，尤其是與專(zhuān)家和被測(cè)對(duì)象（類(lèi)似）的反復(fù)討論保證了問(wèn)卷具有相當(dāng)?shù)膬?nèi)容效度。而對(duì)于問(wèn)卷的構(gòu)造效度，本文將采用Stata所提供的Factor Analysis進(jìn)行分析。一般使用問(wèn)卷中變量的因子載荷作為問(wèn)卷構(gòu)造效度的評(píng)價(jià)指標(biāo)，通常當(dāng)變量的因子載荷大于0.5時(shí)說(shuō)明問(wèn)卷具有較高的構(gòu)造效度。通過(guò)Stata對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理所得結(jié)果如表1。

表1 因子載荷及信度表

從表1中可以看到所有測(cè)量變量的因子載荷均達(dá)到了問(wèn)卷構(gòu)造效度要求，同時(shí)Cronbach的值也都明顯高于0.7，這說(shuō)明問(wèn)卷的構(gòu)造效度和信度都是合適的，達(dá)到了一般實(shí)證分析的基本要求。

（二）研究數(shù)據(jù)的初步分析

1.樣本的基本人口信息分析

在本研究中，樣本主要是現(xiàn)實(shí)組織中從事管理工作的管理人員和各單位的業(yè)務(wù)骨干。其原因有二：一是組織中管理人員和業(yè)務(wù)骨干一般在本單位工作時(shí)間較長(zhǎng)，對(duì)組織更加了解；二是管理人員和業(yè)務(wù)骨干多數(shù)學(xué)歷較高，并且自身從事管理工作或深度參與管理工作，因此對(duì)本文問(wèn)卷中的題項(xiàng)能夠更好地理解。被調(diào)查對(duì)象中年齡和工齡分布較為集中，大部分在30歲到40歲之間，工齡則相應(yīng)為10年到20年之間者為多。同時(shí)被調(diào)查者的學(xué)歷大多都在大專(zhuān)以上，說(shuō)明被調(diào)查者對(duì)于問(wèn)卷的理解應(yīng)該不存在任何問(wèn)題。而從性別上年，則男性比例明顯高于女性。

2.樣本總體的描述性統(tǒng)計(jì)

從研究的嚴(yán)謹(jǐn)性出發(fā)，應(yīng)當(dāng)盡量消除單一測(cè)度帶來(lái)的誤差。為此，本文在設(shè)計(jì)問(wèn)卷時(shí)為每個(gè)變量都設(shè)計(jì)了數(shù)個(gè)調(diào)查尺度，而在分析過(guò)程中使用的是這些調(diào)查尺度的平均值作為每個(gè)變量的測(cè)量值。在表2中給出了本文研究用到的兩個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)值。

表2 主要測(cè)量變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)，對(duì)本文用來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)的三個(gè)變量的大致分布有了一個(gè)粗略的了解。變量的標(biāo)準(zhǔn)差均大于0.75，說(shuō)明組織中個(gè)體在對(duì)問(wèn)卷所測(cè)量的變量的感知上還是有較大差異的，從而表明選擇個(gè)體作為研究對(duì)象而不是組織作為研究對(duì)象是合適的。

（三）研究假設(shè)的檢驗(yàn)

1.整個(gè)組織層面不同類(lèi)型個(gè)體的對(duì)比分析

為了對(duì)研究假設(shè)在整個(gè)組織層面進(jìn)行檢驗(yàn)，本文擬對(duì)變量F2進(jìn)行方差分析。方差分析的分組變量來(lái)自變量F1，筆者擬通過(guò)F1將F2分為兩組。具體按照F1的中位數(shù)來(lái)進(jìn)行分組。通過(guò)Stata提供的Summarize（detail）命令分析得到F1中位數(shù)為2.333。從而通過(guò)變量F1的中位數(shù)將樣本分為兩組對(duì)F2進(jìn)行方差分析，兩個(gè)分組的樣本量分別為131（F1測(cè)量值小于等于2.333）和120（F1測(cè)量值大于等2.333），在后續(xù)分析中稱(chēng)前者為低集權(quán)度組，后者為高集權(quán)度組。

要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析，必須滿(mǎn)足方差分析的三個(gè)前提假設(shè)：（1）數(shù)據(jù)的正態(tài)性；（2）分組數(shù)據(jù)的方差齊性；（3）獨(dú)立性。對(duì)于獨(dú)立性假設(shè)可由本文研究中調(diào)研過(guò)程來(lái)保證，個(gè)體填寫(xiě)問(wèn)卷相互獨(dú)立、互不干擾，因此分組間的獨(dú)立性同樣也是有保障的。下面對(duì)數(shù)據(jù)的正態(tài)性和分組間的方差齊性進(jìn)行檢驗(yàn)。

（1）變量F2的正態(tài)性檢驗(yàn)

在Stata軟件中提供了對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)的方法，本文通過(guò)Sktest方法對(duì)變量F2的兩個(gè)分組進(jìn)行了檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表3。檢驗(yàn)結(jié)果表明，F(xiàn)2的高低集權(quán)度分組在0.10的顯著性水平上滿(mǎn)足了方差分析的正態(tài)性假設(shè)。

表3 變量F2的正態(tài)性檢驗(yàn)信息

（2）分組間的方差齊性檢驗(yàn)

同樣在Stata軟件中也為我們檢驗(yàn)變量間的或同一變量不同分組間的方差是否齊性提供了很好的分析工具。本文使用Stata中的Sdtest命令對(duì)F2的兩個(gè)分組的方差齊性進(jìn)行了檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表4所示。

表4F2分組間方差齊性檢驗(yàn)信息

從表4中可以看到，在0.10的顯著水平下F2的兩個(gè)分組間艱難地滿(mǎn)足方差齊性的假設(shè)。方差齊性檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上也是對(duì)假設(shè)H1的檢驗(yàn)，從表中可以看到在0.10的顯著性水平下幾乎可以接受高集權(quán)度分組方差小于低集權(quán)度分組方差的原假設(shè)。因此，可以認(rèn)為在顯著性水平0.10下假設(shè)H1基本成立。

（3）對(duì)F2的方差分析

方差分析可以在控制其他因素影響的同時(shí)研究?jī)烧咧g的關(guān)系，與T檢驗(yàn)相比，方差分析的效率更高，適用范圍更廣。標(biāo)準(zhǔn)的單因素方差分析模型如下：

Xij=μ+ai+εij

其中，Xij表示第i組的第j個(gè)觀(guān)察值；μ表示總體的平均水平；ai表示影響因素在i水平下對(duì)應(yīng)變量的附加效應(yīng)，并假設(shè)所有ai之和應(yīng)當(dāng)為0；εij為一個(gè)服從正態(tài)分布N(0,σ2)的隨機(jī)變量，代表隨機(jī)誤差。一般情況下，假設(shè)檢驗(yàn)實(shí)際上就是考察各個(gè)ai是否均為0，如都為0，即各組總體均數(shù)都相等，則Xij就會(huì)成為服從正態(tài)分布N(μ，σ2)的一個(gè)變量。如單因素方差分析拒絕檢驗(yàn)假設(shè)，則明各組總體均數(shù)不等或不全相等。同樣本文使用Stata所提供的Oneway命令通過(guò)Scheffe法來(lái)對(duì)F2進(jìn)行方差分析，分析結(jié)果及檢驗(yàn)信息如表5和表6所示。

表5F2方差分析描述性概要

表6 F2方差分析結(jié)果及檢驗(yàn)信息

從分析結(jié)果看，對(duì)員工學(xué)習(xí)行為的態(tài)度在整個(gè)組織層面上的高集權(quán)度分組和低集權(quán)度分組間沒(méi)有顯著性差異，從而在該層次上H2沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。

2.不同類(lèi)型部門(mén)的對(duì)比分析

本研究問(wèn)卷調(diào)查中的主要對(duì)象大致可以分為三種類(lèi)型的部門(mén)（分公司或廠(chǎng)）：集團(tuán)機(jī)關(guān)、電廠(chǎng)和電建公司。三種類(lèi)型的部門(mén)在主要業(yè)務(wù)上存在較大的差異，因此它們?cè)跊Q策權(quán)的配置上可能存在較大的不同之處，這為本文假設(shè)的驗(yàn)證提供了較好的研究素材。首先通過(guò)獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)來(lái)看三類(lèi)部門(mén)在集權(quán)度高低上是否存在差異。

（1）變量F1三個(gè)分組的正態(tài)性及分組間方差齊性檢驗(yàn)

同樣，要對(duì)F1進(jìn)行方差分析必須對(duì)樣本的正態(tài)性、分組之間的方差齊性進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)F1三個(gè)分組的正態(tài)性檢驗(yàn)和方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果如表7和表8。

表7 變量F1三個(gè)分組的正態(tài)性檢驗(yàn)信息

表8 F1分組間方差齊性檢驗(yàn)信息

從處理結(jié)果可以看到，F(xiàn)1的集團(tuán)機(jī)關(guān)、電廠(chǎng)和電建公司三個(gè)分組間滿(mǎn)足正態(tài)性假設(shè)和方差齊性假設(shè)。

（2）對(duì)F1的方差分析

本文對(duì)F1的方差分析同樣使用Stata所提供的Oneway命令通過(guò)Scheffe法來(lái)進(jìn)行分析，分析結(jié)果及檢驗(yàn)信息如表9～11所示。

表9F1方差分析結(jié)果及檢驗(yàn)信息（1vs2）

表10F1方差分析結(jié)果及檢驗(yàn)信息（1vs3）

表11F1方差分析結(jié)果及檢驗(yàn)信息（2vs3）

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在分組1、2之間和分組1、3之間集權(quán)度存在顯著性差異，而2、3之間沒(méi)有顯著性差異。那么，如果在對(duì)待員工學(xué)習(xí)的態(tài)度在分組1、2之間和分組1、3之間具有顯著性差異則驗(yàn)證了H1假設(shè)；而其分布的方差不同，并且分組1的方差大于分組2、3則驗(yàn)證了H2假設(shè)。

（3）研究假設(shè)的檢驗(yàn)：

在對(duì)上述假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證前，先對(duì)F2在各分組間的方差齊性進(jìn)行檢驗(yàn)（正態(tài)性在前面已檢驗(yàn)），檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表12。

表12F2分組間方差齊性檢驗(yàn)信息

從檢驗(yàn)結(jié)果上看，在0.05的顯著性水平下，分組1的方差小于分組2的方差；而在0.10的顯著性水平下幾乎可以接受假設(shè)分組1的方差小于分組3的方差。同時(shí)在F1不存在顯著差異的2、3分組之間，F(xiàn)2在兩分組的方差沒(méi)有顯著性差異。因此，假設(shè)在H1三類(lèi)部門(mén)間是成立的。

由于分組1、2之間和分組1、3之間不滿(mǎn)足方差齊次性假設(shè)，故本文改用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)來(lái)對(duì)其均值是否存在差異進(jìn)行檢驗(yàn)（Ttest Unequal）。而分組2、3之間滿(mǎn)足方差齊次性假設(shè)，仍然使用方差分析的方法。分析結(jié)果如表13和表14所示。

表1 3F2在不同分組間T檢驗(yàn)結(jié)果

表1 4F2方差分析結(jié)果及檢驗(yàn)信息（2vs3）

檢驗(yàn)分析結(jié)果表明，在0.05的顯著性水平下，F(xiàn)2在分組1、2之間和分組1、3之間存在顯著性差異，而在分組2、3之間不存在顯著性差異，因此，假設(shè)H2在三類(lèi)部門(mén)間是成立的。

（三）相同類(lèi)型部門(mén)中個(gè)體的對(duì)比分析

在本部分分析中,僅對(duì)樣本數(shù)量較大的分組2（電廠(chǎng)部分）進(jìn)行內(nèi)部對(duì)比分析。與對(duì)組織整體進(jìn)行分析的方法類(lèi)似，通過(guò)F1的中位數(shù)將分組2中的個(gè)體分為高集權(quán)度分組和低集權(quán)度分組，兩個(gè)分組的樣本數(shù)分別為63（高集權(quán)度分組）和73（低集權(quán)度分組）。

雖然在前面的分析中已經(jīng)對(duì)F2進(jìn)行了正態(tài)性檢驗(yàn)，但是由于本部分分析僅僅使用屬于分組2（電廠(chǎng)部分）的樣本，其正態(tài)性可能會(huì)改變，因此在對(duì)該部分樣本進(jìn)行分析處理前有必要對(duì)其進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表15。

表1 5變量F2分組的正態(tài)性檢驗(yàn)信息

從表15的正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果中可以看到，在顯著水平0.10下F2不符合正態(tài)性假設(shè)，但是在0.05的顯著性水平下是可以認(rèn)為F2符合正態(tài)性假設(shè)。同時(shí)當(dāng)各分組的樣本規(guī)模比較接近時(shí)，比如最大一組的案例數(shù)不超過(guò)最小一組案例數(shù)的1.5倍時(shí)，違反了這個(gè)假設(shè)條件對(duì)方差分析或獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)的影響也不太大。

除了進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)外，本文同樣對(duì)F2在高、低集權(quán)度分組間的方差是否齊次進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表16所示。

表1 6F2分組間方差齊性檢驗(yàn)信息

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在0.05的顯著水平下，F(xiàn)2在高、低集權(quán)度分組間的變異情況存在顯著性差異，且低集權(quán)度分組的變異比高集權(quán)度要大，說(shuō)明在該層次上假設(shè)H1是成立的。

同樣，由于F2在高、低集權(quán)度分組間的方差不滿(mǎn)足齊次性要求，本文選擇獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)（Ttest Unequal）來(lái)對(duì)其進(jìn)行處理。分析處理的結(jié)果及檢驗(yàn)信息如表17所示。

表1 7F2在高低集權(quán)度分組間T檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)的結(jié)果表明F2在高、低集權(quán)度分組間沒(méi)有顯著性差異，這說(shuō)明在對(duì)員工學(xué)習(xí)的態(tài)度上高集權(quán)度分組和低集權(quán)分組之間沒(méi)有明顯的差異，從而在該層次上假設(shè)H2并不成立。

四、討論

通過(guò)前面的數(shù)據(jù)分析和對(duì)研究假設(shè)的檢驗(yàn)得到：假設(shè)H1在整個(gè)組織層面、不同類(lèi)型部門(mén)之間和特定類(lèi)型部門(mén)內(nèi)部都通過(guò)了檢驗(yàn)；假設(shè)H2在不同類(lèi)型部門(mén)之間的分析中通過(guò)了檢驗(yàn)，而在整個(gè)組織層面和特定類(lèi)型部門(mén)內(nèi)部沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。

本文以同一個(gè)組織作為研究的對(duì)象，是基于外界信息對(duì)組織成員的存在影響導(dǎo)致組織行為模式總處于動(dòng)態(tài)的相對(duì)均衡，而不是靜態(tài)的絕對(duì)均衡。如果所研究的對(duì)象在近期內(nèi)并沒(méi)有一類(lèi)信息對(duì)組織行為模式產(chǎn)生影響，那么通過(guò)集權(quán)度高低進(jìn)行的分組之間以個(gè)體行為平均值代表的分組均衡自然不會(huì)存在太大差異。但是只要有兩類(lèi)外部信息存在，個(gè)體間行為模式的差異就會(huì)出現(xiàn)，因此假設(shè)H1得到了檢驗(yàn)而假設(shè)H2沒(méi)有得到檢驗(yàn)。但是這并不表明假設(shè)H2在現(xiàn)實(shí)中不成立，只是本實(shí)證分析的樣本選擇的特殊性導(dǎo)致了H2沒(méi)有得到驗(yàn)證而已。另外，在不同部門(mén)的對(duì)比分析中，2、3分組間在集權(quán)度上不存在差異，同樣在其行為模式上也表現(xiàn)出無(wú)差異性。這或多或少預(yù)示了H2在現(xiàn)實(shí)中可能還是成立的。而且從理論模型上講，H2幾乎可以是假設(shè)H1的直接推論。因此，在本研究中H2沒(méi)有完全通過(guò)檢驗(yàn)很大程度上應(yīng)當(dāng)歸因于研究對(duì)象的隨機(jī)性。當(dāng)然，更加充分的證據(jù)只能通過(guò)更進(jìn)一步的研究來(lái)提供。

[1]Lazear Edward P．Corporate Culture and the Diffusion of Values[M]//Horst Siebert,ed．Trends in Business Organization．TÜbingen,Germany:J．C．B Mohr(Paul Siebeck), 1995．

[2]Matthew Rabin．Psychology and Economics[J]．Journal of EconomicLiteratureAmericanEconomicAssociation, 1998,36(1):11-46．

[3]Akerlof G A,Kranton R E．Identity and The Economics of Organizations,working paper September,2003[R/OL]．http://www．ssrn．con．

[4]Rabin Matthew．Incorporating Fairness into Game Theory and Economics[J]．The American Economics Review,83 (5):1281-1302．

[5]史蒂芬·羅賓斯．組織行為學(xué)精要：全球化的競(jìng)爭(zhēng)策略[M]．鄭曉明譯．北京：電子工業(yè)出版社,2002:46-69．

[6]詹姆斯,L,吉布森,等．組織學(xué)：行為、結(jié)構(gòu)和過(guò)程[M]．王常生譯．北京：電子工業(yè)出版社,2002:168-169．

（責(zé)任編校：夏東、朱德東）

Empirical study of influence of different allocations of decision rights on evolution of organizational patterns of behaviors

WANG Song-tao1,LIU Yong2
(1.Management Department,Guangdong Food and Drug Vocational College,Guangdong Guangzhou 510520,China; 2.School of Economics and Management,Tsinghua University,Beijing 100084,China)

Theoretically,different allocations of organizational decision rights have different influence on their members and further influence on the evolution of organizational behaviors.Case analysis shows that on three levels such as the total organization, different departments and specified departments,behavioral mode of organizational member classification of different centralization system are balanced and only the level of different departments has obvious difference,which comes from the random selection of research objectives.

allocation of decision right;organizational patterns of behaviors;individual patterns of behaviors;centralization system

C36;F270-05

A

1672－0598(2009)02-0027-06

10.3969/j.issn.1672-0598.2009.02.007

2009-01-12

王松濤（1980-），男，河南人，講師，管理學(xué)博士，廣東食品藥品職業(yè)學(xué)院管理系，從事?tīng)I(yíng)銷(xiāo)管理、技術(shù)管理研究。劉勇（1970-），男，重慶人，副教授，博士后，清華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，從事品牌延伸與品牌戰(zhàn)略研究。