高管團(tuán)隊權(quán)力分布、團(tuán)隊沖突與決策績效的關(guān)系研究

黃 婷，葛玉輝

（上海理工大學(xué)管理學(xué)院，上海200093）

1 引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和社會現(xiàn)代化的不斷發(fā)展，環(huán)境的動態(tài)性和復(fù)雜性也在逐漸提高。在這樣的形勢下，企業(yè)要想獲取競爭優(yōu)勢，單憑個體領(lǐng)導(dǎo)者進(jìn)行決策和管理是難以成功的。作為應(yīng)對環(huán)境變化最有效的形式之一，團(tuán)隊在復(fù)雜多變的環(huán)境下對組織的影響日益重要，而位于決策和執(zhí)行層的高管團(tuán)隊(Top Management Team,TMT)對企業(yè)的經(jīng)營與發(fā)展更是至關(guān)重要。

最早對高管團(tuán)隊展開研究的是Hambrick和Mason(1984)，他們提出的“高層梯隊理論”已成為高管團(tuán)隊研究的理論基礎(chǔ)[1]。目前的高管團(tuán)隊研究大多關(guān)注于兩個方面：一是從結(jié)構(gòu)視角研究高管團(tuán)隊人口統(tǒng)計特征（如年齡、教育背景、職能經(jīng)驗等方面的異質(zhì)性）對組織績效的影響[2]；二是從過程視角分析高管團(tuán)隊成員間的互動行為，如溝通、合作和沖突等[3]。這些研究促使高管團(tuán)隊理論不斷豐富與發(fā)展，但現(xiàn)有研究大多將高管團(tuán)隊結(jié)構(gòu)特征與互動過程分開考察，無法充分理解高管團(tuán)隊內(nèi)部的運作機(jī)制。Smith(2006)指出真正對績效產(chǎn)生影響的并非高管團(tuán)隊人口統(tǒng)計特征本身，而是高管團(tuán)隊權(quán)力結(jié)構(gòu)及成員間的互動過程[4]。目前關(guān)于高管團(tuán)隊權(quán)力的研究較為匱乏，以往研究集中于對CEO個體權(quán)力的考察，忽視了高管團(tuán)隊整體的權(quán)力分布情況。鑒于此，本文從結(jié)構(gòu)特征和互動過程兩個角度出發(fā)，結(jié)合中國社會情境，將團(tuán)隊互動過程中的沖突行為納入到高管團(tuán)隊權(quán)力分布與決策績效的關(guān)系研究中，以期對相關(guān)理論進(jìn)行補(bǔ)充，并為企業(yè)管理實踐提供啟發(fā)。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 高管團(tuán)隊權(quán)力分布與決策績效

Magee和Galinsky(2008)[5]認(rèn)為組織中的成員存在著高低排序，由此會導(dǎo)致成員之間資源分配不均的問題，這也是組織等級理論最顯著的特征。作為組織等級的一個重要維度，權(quán)力往往代表了相對正式的等級排序，但是目前對于高管團(tuán)隊權(quán)力的研究還不夠充分。由于權(quán)力分布情況及其作用機(jī)制的復(fù)雜性，學(xué)者們還未形成一致結(jié)論。一部分學(xué)者認(rèn)為，高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均有助于提高決策績效。Greve和Mitsuhashi(2007)[6]指出高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均對于戰(zhàn)略的快速調(diào)整有積極作用。Galinsky等(2012)[7]認(rèn)為不平等的權(quán)力分配有助于促進(jìn)成員間的分工，提高團(tuán)隊決策效率。張建君和張閆龍(2016)[8]通過對上市公司數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，高管團(tuán)隊內(nèi)部的權(quán)力差距能夠促進(jìn)團(tuán)隊高效運轉(zhuǎn)。還有一些研究發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊內(nèi)部權(quán)力分布不均不利于決策績效。曹晶等(2015)[9]指出權(quán)力在高管團(tuán)隊整體分布不均會造成辦公室政治斗爭，影響戰(zhàn)略決策的實施效果。林明(2016)[10]認(rèn)為權(quán)力較小的高管由于感知到自身對團(tuán)隊的影響力有限，會降低在團(tuán)隊決策的參與度和積極性，從而不利于決策質(zhì)量。

在高權(quán)力距離的中國社會背景下，人們廣泛接受權(quán)力的等級差距，因此權(quán)力分布不均有利于維持團(tuán)隊內(nèi)部的良好秩序，減少決策過程中的不確定因素進(jìn)而提高決策效率。同時，在高管團(tuán)隊內(nèi)部權(quán)力分布不均能夠促進(jìn)成員之間的角色分化，使得高管們對各自的職能和分工更加明確，在團(tuán)隊決策的過程中成員們能夠各盡其才、各司其職、各負(fù)其責(zé)，從而提高決策質(zhì)量和決策滿意度。綜合上述討論，提出假設(shè)：

H1：高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均對決策績效有正向影響。

2.2 高管團(tuán)隊權(quán)力分布與團(tuán)隊沖突

Jehn(1994)[11]提出了工作團(tuán)隊內(nèi)沖突的兩種類型：由成員對任務(wù)的看法和理解不一致而產(chǎn)生的任務(wù)沖突以及成員們由于個性差異和關(guān)系不和而導(dǎo)致的情感沖突?；诖?，本文將團(tuán)隊沖突區(qū)分為任務(wù)沖突和關(guān)系沖突兩個方面，并將任務(wù)沖突定義為成員之間就任務(wù)本身而產(chǎn)生的認(rèn)知差異和意見分歧，而關(guān)系沖突是指成員們在人際交往過程中發(fā)生的情感矛盾和關(guān)系糾紛。

Mitroff(1982)[12]指出處于組織不同層級的人所看到的環(huán)境是不同的，因此在高管團(tuán)隊內(nèi)部認(rèn)知沖突是難以避免的。根據(jù)組織等級理論，組織成員的層級差異會使組織資源不均衡地分配在成員之間，組織等級差距越大，資源在成員間分布的不均衡程度也就越高。衛(wèi)旭華等[13]提出作為組織等級的一個重要維度，權(quán)力往往反映了組織成員對于重要的、有價值的資源的控制程度。因此，當(dāng)高管團(tuán)隊內(nèi)部權(quán)力分布不均時，成員們在組織中所處的環(huán)境就會有所差異，對組織資源的掌握程度也會大不相同，由此會導(dǎo)致高管們在組織的戰(zhàn)略、目標(biāo)和任務(wù)等方面產(chǎn)生分歧。另一方面，作為一個典型的高權(quán)力距離國家，中國的社會成員普遍接受等級排序和權(quán)力差距。在高管團(tuán)隊內(nèi)部，成員們?yōu)榱司S持和諧關(guān)系，會遵循由權(quán)力分布不均所產(chǎn)生的等級差距和團(tuán)隊秩序，進(jìn)而減少團(tuán)隊內(nèi)部的沖突和摩擦，緩和成員間的人際關(guān)系。據(jù)此作出如下假設(shè)：

H2a：高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均對任務(wù)沖突有正向影響。

H2b：高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均對關(guān)系沖突有負(fù)向影響。

2.3 團(tuán)隊沖突與決策績效

杜運周和陳忠衛(wèi)(2009)[14]認(rèn)為在中國社會情境下任務(wù)沖突對決策績效有促進(jìn)作用，而關(guān)系沖突負(fù)向作用于決策績效。陳璐等(2010)[15]通過實證研究發(fā)現(xiàn)任務(wù)沖突和關(guān)系沖突分別會對決策績效產(chǎn)生積極和消極作用。戴佩華(2014)[16]經(jīng)過模擬實驗發(fā)現(xiàn)任務(wù)沖突正向作用于決策質(zhì)量，而關(guān)系沖突對決策質(zhì)量具有負(fù)向影響。本文認(rèn)為任務(wù)沖突能夠幫助高管團(tuán)隊成員獲得多樣化的信息，有助于集思廣益和權(quán)衡利弊，進(jìn)而提高決策質(zhì)量和決策滿意度；而關(guān)系沖突會使成員們將主要精力耗費在人際關(guān)系的處理上，分散對任務(wù)的關(guān)注度，從而降低團(tuán)隊決策效率和決策質(zhì)量，因此提出下述假設(shè)：

H3a：任務(wù)沖突對決策績效有正向影響。

H3b：關(guān)系沖突對決策績效有負(fù)向影響。

2.4 團(tuán)隊沖突的中介作用

作為團(tuán)隊互動過程的一個關(guān)鍵因素，沖突在團(tuán)隊輸入與產(chǎn)出之間的中介作用已受到學(xué)者們的廣泛認(rèn)可。郎淳剛等(2007)[17]經(jīng)由實證研究發(fā)現(xiàn)，關(guān)系沖突是任務(wù)沖突與決策滿意度之間的一個完全中介變量。陳璐等(2009)[18]認(rèn)為任務(wù)沖突和關(guān)系沖突在高管團(tuán)隊內(nèi)部社會資本與決策效果的關(guān)系中發(fā)揮中介作用。仇中寧和陳傳明(2015)[19]提出決策沖突在企業(yè)家社會資本與決策質(zhì)量之間具有部分中介作用。基于上述理論分析，本文認(rèn)為高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均有助于激發(fā)團(tuán)隊內(nèi)的任務(wù)沖突，促進(jìn)決策信息的完善，同時權(quán)力分布不均有助于化解團(tuán)隊內(nèi)部人際關(guān)系之間的矛盾與沖突，促使團(tuán)隊整體協(xié)調(diào)一致，從而提高決策質(zhì)量和決策滿意度。因此提出假設(shè)：

H4：團(tuán)隊沖突在高管團(tuán)隊權(quán)力分布與決策績效之間發(fā)揮中介作用。

基于上述理論回顧與假設(shè)，得出本文的研究框架（見圖 1）。

3 研究方法與過程

3.1 樣本與數(shù)據(jù)收集

為使樣本具有一定的代表性，本研究依托課題組的力量，對長三角地區(qū)的一百多家企業(yè)進(jìn)行了調(diào)研，研究對象涉及各個行業(yè)、各種所有制企業(yè)的高管人員。共計發(fā)放問卷550份，回收320份，剔除了明顯不認(rèn)真作答以及高管團(tuán)隊中少于3人回答的不合格問卷后，最終篩選出279份高管團(tuán)隊的有效問卷，有效回收率為50.7%。其中，男性和女性高管各占63.1%和 36.9%；年齡以30～40歲為主，占48.7%；從受教育程度看，以本科（41.6%）和碩士（31.2%）為主；在任職期限方面，擔(dān)任高管3～5年的人占比最大，為40.1%；企業(yè)性質(zhì)方面以民營企業(yè)居多，占52.3%；企業(yè)規(guī)模多集中在200～500人，占69.2%。

3.2 變量測量

為保障測量工具的信度和效度，本研究所使用的量表均為國外文獻(xiàn)中較為成熟并且被多數(shù)研究證明有效的量表，對國外量表進(jìn)行雙向翻譯，并用本土化和通俗化的表達(dá)方式對相關(guān)語句做了適當(dāng)調(diào)整。在調(diào)研過程中，考慮到權(quán)力本身是一個敏感話題，因此特別強(qiáng)調(diào)了問卷的匿名性和保密性，請調(diào)研對象根據(jù)真實情況填寫問卷。此外，為降低同源方差的影響，本研究中的權(quán)力分布由高管團(tuán)隊核心成員和普通成員一起填寫，任務(wù)沖突和關(guān)系沖突由高管團(tuán)隊中的普通成員回答，決策績效由兩名核心高管共同評價。

①高管團(tuán)隊權(quán)力分布。Eisenhardt和Bourgeois(1988)認(rèn)為只有被他人認(rèn)可的權(quán)力才是有意義的，強(qiáng)調(diào)了權(quán)力的相對性和可感知性[20]?；诖耍狙芯繀⒖剂薋inkelstein(1992)[21]對權(quán)力的感知測量方式，要求高管們用Likert5級量表分別對團(tuán)隊成員在資源配置、組織結(jié)構(gòu)再設(shè)計以及市場進(jìn)入或退出三個方面的決策影響力差異大小進(jìn)行評估（1=幾乎沒有差異，5=差異非常大）。該量表的Cronbach’s α系數(shù)是0.762，信度水平處于可接受的范圍內(nèi)。

②團(tuán)隊沖突。采用Jehn(1995)[22]提出的群體內(nèi)部沖突量表進(jìn)行度量。該量表多次被用于高管團(tuán)隊的相關(guān)研究，并顯示出了較高的信度與效度。對團(tuán)隊沖突的測量使用Likert5級量表（1=幾乎沒有，5=非常多）。其中，任務(wù)沖突有4個題項，例如“貴企業(yè)高管團(tuán)隊成員對決策內(nèi)容產(chǎn)生分歧的程度有多少”。該分量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.876，信度良好。關(guān)系沖突也是4個題項，代表性問題如“貴企業(yè)高管團(tuán)隊成員由于個性不合引起矛盾的程度有多少”等。該分量表的Cronbach’s α系數(shù)達(dá)到0.881，信度水平比較好。

③決策績效。根據(jù)Olson(2007)[23]的觀點將其分為決策質(zhì)量和決策滿意度兩個方面，并結(jié)合專家意見和中國企業(yè)實際情況對量表作了適當(dāng)?shù)恼{(diào)整。決策績效量表共有6個題項，例如“貴企業(yè)高管團(tuán)隊做出最終決策的質(zhì)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于最開始的個別成員提案的質(zhì)量”和“貴企業(yè)高管團(tuán)隊成員支持最終的團(tuán)隊決策”等，用Likert5級量表度量（1=完全不同意，5=完全同意）。量表的Cronbach’s α系數(shù)達(dá)到0.897，顯示出良好的信度水平。

4 實證分析與結(jié)果

4.1 效度檢驗與數(shù)據(jù)聚合

本研究所使用的高管團(tuán)隊權(quán)力分布、團(tuán)隊沖突和決策績效量表均來自于國外文獻(xiàn)，經(jīng)過多次實證檢驗，具備良好的內(nèi)容效度。通過構(gòu)造結(jié)構(gòu)方程模型對各潛變量進(jìn)行驗證性因子分析，結(jié)果如表1所示。其中，三因子模型將任務(wù)沖突與關(guān)系沖突合并為一個因子，兩因子模型將任務(wù)沖突、關(guān)系沖突和決策績效合并為一個因子，單因子模型將所有變量合為一個因子。對比各模型的主要指標(biāo)可知，四因子模型的擬合優(yōu)度（X2/df＜2，RMSEA、SRMR＜0.05，其余各項指標(biāo)均大于0.90）明顯優(yōu)于三因子、兩因子和單因子嵌套模型，這表明權(quán)力分布、任務(wù)沖突、關(guān)系沖突和決策績效具有較好的結(jié)構(gòu)效度。此外，單因子模型的擬合效果不太理想，說明本研究中的共同方法偏差并不嚴(yán)重。

另一方面，由于本研究的調(diào)查問卷是由高管團(tuán)隊中多名成員共同回答的，因此需要將個人層面的數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊層面。通過計算組內(nèi)一致性系數(shù)Rwg及組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC(1)、ICC(2)來分析數(shù)據(jù)聚合的效果。由表2可以看出，這四個變量的平均Rwg都高于0.7的門檻值，ICC(1)和ICC(2)也分別高于各自通用的標(biāo)準(zhǔn)值0.05和0.5，說明本研究將高管成員的個體數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊層面是可行的。

4.2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

表3給出了本研究所涉及的主要變量的描述性統(tǒng)計和變量間的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，除了任務(wù)沖突與高管團(tuán)隊權(quán)力分布之間沒有顯著的相關(guān)性之外，其余各變量之間都有比較顯著的相關(guān)關(guān)系。

4.3 假設(shè)檢驗

考慮到權(quán)力分布、團(tuán)隊沖突與決策績效都是無法直接觀測到的潛在變量，本研究使用LISREL8.70建立結(jié)構(gòu)方程模型，進(jìn)一步分析各潛變量之間的因果關(guān)系。其中，高管團(tuán)隊權(quán)力分布是外生潛變量，任務(wù)沖突、關(guān)系沖突和決策績效均為內(nèi)生潛變量。結(jié)構(gòu)模型中各潛變量之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)如圖2所示。計算結(jié)果顯示，用于評估模型擬合優(yōu)度的幾項主要指標(biāo)均處于可接受的范圍內(nèi)（X2/df=1.571，RMSEA=0.045，SRMR=0.038，GFI、NFI、CFI以及 IFI都在0.9以上），說明模型能夠較好地反映各潛變量之間的關(guān)系。

從標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)可以看出，權(quán)力分布對決策績效有顯著的正面影響（γ=0.42，P＜0.001），也就是說高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均有利于提高決策績效，支持假設(shè)H1。從權(quán)力分布與團(tuán)隊沖突的關(guān)系來看，TMT權(quán)力分布不均對任務(wù)沖突的影響并不顯著（γ=0.08），假設(shè)H2a沒有得到驗證；而權(quán)力分布對關(guān)系沖突有顯著的負(fù)向影響（γ=-0.52，P＜0.01），說明權(quán)力分布越不均衡，團(tuán)隊內(nèi)部的關(guān)系沖突就越少，假設(shè)H2b得到支持。在團(tuán)隊沖突對決策績效的影響方面，任務(wù)沖突對決策績效有顯著的正向作用（β=0.33，P＜0.01），支持假設(shè) H3a；關(guān)系沖突對決策績效的負(fù)面影響也是顯著的（β=-0.34，P＜0.001），支持假設(shè)H3b。

由于高管團(tuán)隊權(quán)力分布與任務(wù)沖突沒有顯著的相關(guān)性，因此任務(wù)沖突并不是權(quán)力分布與決策績效之間的中介變量。而關(guān)系沖突與高管團(tuán)隊權(quán)力分布和決策績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系都比較顯著，說明關(guān)系沖突在權(quán)力分布與決策績效之間發(fā)揮著中介作用（間接效應(yīng)為0.181），也即高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均能夠通過緩解成員間的關(guān)系沖突進(jìn)而提高決策績效，假設(shè)H4得到部分驗證。采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法進(jìn)一步檢驗關(guān)系沖突的中介效應(yīng)，在原樣本基礎(chǔ)上進(jìn)行1 000次有放回的重復(fù)隨機(jī)抽樣，基于這1 000個樣本計算出中介效應(yīng)值為0.218，95%的置信區(qū)間為[0.133,0.301]，不包含零點，說明關(guān)系沖突在高管團(tuán)隊權(quán)力分布與決策績效之間的中介效應(yīng)是顯著的。

5 結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論

本文從高管團(tuán)隊結(jié)構(gòu)特征和互動過程兩個角度出發(fā)，通過結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建研究了高管團(tuán)隊權(quán)力分布、團(tuán)隊沖突與決策績效之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：①在高權(quán)力距離的中國社會情境下，高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均有助于提高決策績效；②團(tuán)隊內(nèi)的任務(wù)沖突能夠有效避免集體思維一致性，進(jìn)而對決策績效產(chǎn)生積極影響，而關(guān)系沖突會增加團(tuán)隊內(nèi)耗，不利于決策績效的提高；③高管團(tuán)隊權(quán)力分布對任務(wù)沖突并無顯著影響，以往的研究表明高管成員在認(rèn)知方面的異質(zhì)性才是導(dǎo)致任務(wù)沖突的真正原因；④高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均有利于緩解成員間的關(guān)系沖突，關(guān)系沖突在高管團(tuán)隊權(quán)力分布與決策績效之間發(fā)揮部分中介作用。

5.2 管理啟示

①在復(fù)雜多變的環(huán)境下，企業(yè)更應(yīng)該具備快速的戰(zhàn)略響應(yīng)和調(diào)整能力，處于戰(zhàn)略決策制定和執(zhí)行層的高管團(tuán)隊?wèi)?yīng)該不斷提高決策效率和決策適應(yīng)性。高管團(tuán)隊權(quán)力分布不均意味著權(quán)力集中在少數(shù)幾位核心高管手中，在環(huán)境不斷變化和日益復(fù)雜的背景下，這種較為集權(quán)的管理模式更有助于提高戰(zhàn)略決策的效率和適應(yīng)性；同時權(quán)力分布不均能夠有效緩解高管團(tuán)隊內(nèi)部的關(guān)系沖突，減少不必要的爭權(quán)行為，從而提高決策績效，促進(jìn)企業(yè)的持續(xù)發(fā)展。

②團(tuán)隊沖突對決策績效的影響既有建設(shè)性的一面又有破壞性的一面，因此高層管理者要善于區(qū)分團(tuán)隊內(nèi)部的任務(wù)沖突和關(guān)系沖突。一方面要鼓勵團(tuán)隊成員間的溝通以及開放式的交流，發(fā)揮任務(wù)沖突對決策績效的積極作用，另一方面要妥善處理成員間的人際關(guān)系，避免發(fā)生不必要的矛盾，從而抑制關(guān)系沖突對決策績效的消極影響。