季 浩 謝小云 肖永平 甘小樂 馮 雯

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權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系：權(quán)力與地位的一致與背離

季 浩謝小云肖永平甘小樂馮 雯

(寧波大學(xué)商學(xué)院, 寧波 315211) (浙江大學(xué)管理學(xué)院, 杭州 310058) (江西經(jīng)濟管理干部學(xué)院工商管理系, 南昌 330088)

本研究致力于探討在權(quán)力與地位不一致的背景下, 權(quán)力層級與團隊績效研究的分歧。本研究提出權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系取決于團隊的層級一致性——權(quán)力與地位的匹配度。具體地, 當(dāng)層級一致(權(quán)力與地位匹配)時, 權(quán)力層級促進團隊績效; 當(dāng)層級不一致(權(quán)力與地位不匹配)時, 權(quán)力層級抑制團隊績效。本研究結(jié)合問卷、實驗和二手?jǐn)?shù)據(jù)方法來驗證假設(shè), 研究1通過對46個大學(xué)生創(chuàng)業(yè)實踐團隊的兩階段問卷調(diào)查, 發(fā)現(xiàn)層級一致性對權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。此后, 研究2通過一項涉及64個團隊的實驗來揭示因果關(guān)系, 發(fā)現(xiàn)權(quán)力爭奪在權(quán)力層級和層級一致性的交互與團隊績效的關(guān)系中起中介作用。最后研究3通過203個觀測值的互聯(lián)網(wǎng)公司二手?jǐn)?shù)據(jù)重復(fù)驗證了層級一致性的調(diào)節(jié)作用, 并提升了本研究的生態(tài)效度。本研究為權(quán)力層級的研究做出了一定的貢獻, 并為團隊管理提供了啟示。

權(quán)力層級; 層級一致性; 權(quán)力爭奪; 團隊績效

1 前言

1.1 問題提出

Clarysse和Moray (2004)曾追蹤過一個創(chuàng)業(yè)團隊。該團隊由一位投資機構(gòu)任命的CEO擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo), 但是由于該CEO并不是創(chuàng)始成員, 且不具備與創(chuàng)業(yè)項目相關(guān)的技術(shù)能力, 其領(lǐng)導(dǎo)行為受到了團隊成員的不斷抵制, 甚至成員們擁戴另一位從創(chuàng)業(yè)初期就加入團隊的技術(shù)領(lǐng)袖來挑戰(zhàn)其領(lǐng)導(dǎo)地位。該團隊因此變得混亂和績效低下。Magee和Galinsky (2008)指出權(quán)力(power)和地位(status)是形成社會層級的兩個最基本維度, 權(quán)力是個體對重要資源的不對稱占有, 地位則是個體受到他人尊重和敬仰的程度。這兩個維度會出現(xiàn)不一致的情況, 即個體可能擁有高權(quán)力但缺乏地位, 或擁有高地位但缺乏權(quán)力, 且這種不一致并不罕見(Blader & Chen, 2014)。正如本文開頭所提的創(chuàng)業(yè)團隊的案例, 投資機構(gòu)任命的團隊負(fù)責(zé)人擁有正式的權(quán)威但并不受人愛戴(高權(quán)力/低地位), 而作為其下屬的技術(shù)領(lǐng)袖則受到其他團隊成員的尊敬和推崇(低權(quán)力/高地位)。

權(quán)力層級(power hierarchy)是根據(jù)個體擁有重要資源的差異而形成的等級秩序(Magee & Galinsky, 2008), 其對于團隊內(nèi)的人際互動和組織運作有著重要影響(Bunderson & Reagans, 2011; Fiske, 1992; Greer, 2014)。目前相關(guān)研究大多認(rèn)同權(quán)力層級的重要性, 但關(guān)于權(quán)力層級對團隊績效的作用依然存在明顯的分歧(Tarakci, Greer, & Groenen, 2016)。持功能主義觀點的學(xué)者認(rèn)為權(quán)力層級可以促進團隊內(nèi)的協(xié)調(diào), 進而有利于團隊績效(e.g., Halevy, Chou, Galinsky, & Murnighan, 2012; Ronay, Greenaway, Anicich, & Galinsky, 2012)。而功能障礙主義者認(rèn)為權(quán)力層級會引發(fā)團隊內(nèi)沖突, 不利于團隊績效(e.g., Bloom, 1999; Mannix, 1993)。為了化解這兩派的矛盾, 一些研究開始探索權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的權(quán)變因素(e.g., Ronay et al., 2012; Tarakci et al., 2016; van der Vegt, de Jong, Bunderson, & Molleman, 2010)。但這些研究都默認(rèn)團隊內(nèi)權(quán)力層級與地位層級是高度一致的, 忽略了權(quán)力層級和地位層級不一致對權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的潛在影響。

我們認(rèn)為, 之所以功能主義和功能障礙主義存在截然相反的邏輯和實證證據(jù), 可能是因為以往研究忽略了層級一致性(hierarchical consistency)對權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的影響。層級一致性指的是團隊內(nèi)地位層級與權(quán)力層級的匹配程度(Halevy, Chou, & Galinsky, 2011)。當(dāng)?shù)匚粚蛹壟c權(quán)力層級一致時, 會增強權(quán)力層級的合法性(Magee & Galinsky, 2008), 從而有利于削弱團隊內(nèi)權(quán)力爭奪和提升團隊績效; 而當(dāng)?shù)匚粚蛹壟c權(quán)力層級不一致時, 權(quán)力層級的合法性受損, 從而激發(fā)了團隊內(nèi)權(quán)力爭奪并削弱了團隊績效(本研究理論模型見圖1)?；谏鲜鲇^點, 本文將結(jié)合問卷、實驗和二手?jǐn)?shù)據(jù)三種方法來探索層級一致性對權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 以及權(quán)力爭奪在權(quán)力層級和層級一致性的交互與團隊績效的關(guān)系中的中介作用。我們的研究對相關(guān)領(lǐng)域具有一定的貢獻, 本研究首次在團隊水平提出并檢驗了層級一致性對權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的影響, 進而有利于化解目前團隊層級研究領(lǐng)域中功能主義與功能障礙主義的沖突, 并拓展了關(guān)于層級一致性和權(quán)力層級合法性的研究。

圖1 理論模型圖

1.2 權(quán)力層級與團隊績效：分歧的結(jié)論與證據(jù)

關(guān)于權(quán)力層級對團隊績效的作用, 相關(guān)研究已經(jīng)分裂成兩個對立的流派, 即強調(diào)權(quán)力層級積極作用的功能主義與強調(diào)權(quán)力層級消極作用的功能障礙主義。功能主義者認(rèn)為權(quán)力層級明確了成員間的支配和服從關(guān)系(e.g., Anicich, Swaab, & Galinsky, 2015; Gruenfeld & Tiedens, 2010; Keltner, van Kleef, Chen, & Kraus, 2008), 有利于抑制團隊內(nèi)沖突和促進合作與協(xié)調(diào)(Bendersky & Hays, 2012; Bunderson, van der Vegt, Cantimur, & Rink, 2016)。有許多實證研究支持層級功能主義的觀點。例如, Halevy等學(xué)者(2012)通過對11個賽季的北美職業(yè)籃球聯(lián)賽數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn), 團隊內(nèi)基于薪酬和選秀順位形成的權(quán)力層級可以促進團隊內(nèi)的協(xié)調(diào)與合作, 進而提升球隊勝率。

與層級功能主義相對立, 功能障礙主義者認(rèn)為權(quán)力層級不利于團隊績效。功能障礙主義根據(jù)社會公平理論(Adams, 1965), 認(rèn)為低權(quán)力者將自身對團隊的貢獻和獲得的權(quán)力與高權(quán)力者進行比較時容易產(chǎn)生不公平感 (Anderson & Brown, 2010)。這種不公平感激發(fā)團隊成員對于現(xiàn)有權(quán)力秩序的不滿和層級敏感性, 從而造成團隊內(nèi)的權(quán)力爭奪和沖突(Greer, Caruso, & Jehn, 2011; Greer, van Bunderen, & Yu, 2017; Mannix, 1993)。支持功能障礙主義觀點的實證研究也不是少數(shù)。例如, Bloom (1999)通過對北美職業(yè)棒球聯(lián)盟的二手?jǐn)?shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn), 球隊內(nèi)的薪酬差異對團隊績效起消極作用, 并且其指出這種消極作用源于層級對合作的破壞。

從上面的綜述可以看出, 以往研究存在明顯的分歧。本文認(rèn)為以往研究的分歧很可能源于忽略了權(quán)力層級與地位層級一致性的差異對權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的影響。

1.3 權(quán)力與地位：被忽略的層級一致性

Magee和Galinsky (2008)指出權(quán)力和地位是社會層級的兩個基本維度, 權(quán)力是對重要社會資源的不對稱占有, 而地位是被他人尊重或敬仰的程度。該觀點得到了眾多研究的采納和支持(e.g., Anicich, Fast, Halevy, & Galinsky, 2016; Fast, Halevy, & Galinsky, 2012; Hays, 2013)。權(quán)力通?；趥€體對于資源和機會的占有, 以及命令、懲罰或獎勵他人的能力; 而地位則通?；趯ｉL、能力和聲譽(Blader, Shirako, & Chen, 2016; 胡瓊晶, 謝小云, 2015; Magee & Galinsky, 2008)。本文采納Magee和Galinsky (2008)對層級的定義, 即將層級分為權(quán)力層級和地位層級兩類, 地位層級是個體間基于獲得他人尊重的差異形成的等級秩序, 權(quán)力層級是個體間對于重要資源占有的差異形成的等級秩序。

以往研究大多默認(rèn)權(quán)力和地位是高度一致的, 但權(quán)力和地位不一致的現(xiàn)象實際上并不罕見(Blader & Chen, 2014; Luan, Hu, & Xie, 2017)。個體可能擁有大量資源卻無法得到他人的尊重(高權(quán)力/低地位), 也可能缺乏重要資源但深受人們尊重和愛戴(低權(quán)力/高地位) (Magee & Galinsky, 2008)。近期已有個體層面的研究開始關(guān)注這種層級不一致現(xiàn)象, 并初步探索了權(quán)力和地位不一致對個體人際行為的影響(e.g., Anicich et al., 2016; Blader & Chen, 2012; Fast et al., 2012)。此外, Ma, Rhee和Yang (2013)在組織層面的研究發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略聯(lián)盟雙方所有權(quán)(權(quán)力)和地位的匹配有利于戰(zhàn)略聯(lián)盟的績效。但以往權(quán)力層級與團隊績效的相關(guān)研究卻忽略了權(quán)力層級與地位層級的一致性可能存在的差異。

本研究將層級一致性定義為團隊中權(quán)力層級與地位層級的匹配程度。其在操作層面指的是團隊內(nèi)各成員權(quán)力與地位的平均匹配程度。如圖2所示, 在一個團隊中, 權(quán)力層級與地位層級可能是完全一致的, 即如團隊4所示, 高權(quán)力者同時擁有高地位, 低權(quán)力者擁有低地位; 權(quán)力層級與地位層級也可能完全不一致, 即如團隊1所示, 高權(quán)力者擁有低地位, 低權(quán)力者擁有高地位。除了以上提到的層級完全匹配和完全不匹配這兩種極端情況外, 層級一致性也會表現(xiàn)出匹配程度的差異。即在一些團隊中團隊成員所擁有的權(quán)力和地位大致是匹配的, 如團隊3; 而在另一些團隊中則可能出現(xiàn)部分團隊成員的權(quán)力和地位較大程度上不匹配, 如團隊2, 此時前者的層級一致性的程度就比后者更高。即使在團隊內(nèi)權(quán)力平等的情況下, 層級一致性依然可能存在差異, 如團隊5的層級一致性程度就低于團隊6。這種層級一致性的差異可能會影響權(quán)力層級對團隊績效的作用(Halevy et al., 2011), 但在以往的研究中被忽略了。因此本研究將探索層級一致性對權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的影響。

1.4 理論與假設(shè)

根據(jù)合法性理論(legitimacy theory), 權(quán)力層級的有效性取決于其合法性; 當(dāng)個體認(rèn)為權(quán)力層級合理和公正時會自愿接受和順從層級安排, 而當(dāng)其認(rèn)為權(quán)力層級不合法時則可能采取反抗和抵制的行為(Tyler, 2006)。層級一致性會影響權(quán)力層級的合法性感知, 進而影響權(quán)力層級效應(yīng)的發(fā)揮(Magee & Galinsky, 2008)。例如, 當(dāng)占有團隊內(nèi)重要資源(高權(quán)力)的個體并不受人尊敬和敬仰(低地位), 而受到眾人尊敬和敬仰(高地位)的個體卻缺乏資源與機會(低權(quán)力)時, 團隊成員會認(rèn)為這樣的權(quán)力層級是不合法的; 反之, 當(dāng)團隊內(nèi)成員所擁有的資源與其受尊重的程度都匹配時, 權(quán)力層級的合法性較高。當(dāng)權(quán)力層級的合法性水平高時, 可以有效減弱團隊內(nèi)的摩擦和沖突, 對團隊績效有利; 而權(quán)力層級缺乏合法性時則容易引發(fā)團隊內(nèi)的爭奪與沖突, 會對團隊績效產(chǎn)生不利影響(Halevy et al., 2011)。因此我們提出如下假設(shè)：

團隊內(nèi)權(quán)力爭奪(power struggle)指的是團隊成員為了占有團隊內(nèi)重要資源而展開的爭奪(Greer & van Kleef, 2010; Greer et al., 2017)。我們認(rèn)為權(quán)力層級與層級一致性的交互通過權(quán)力爭奪影響團隊績效。如上所述, 層級一致性影響了權(quán)力層級的合法性感知。當(dāng)權(quán)力層級具備合法性時, 權(quán)力層級促使團隊成員將自身的層級角色內(nèi)化, 更傾向于自愿地接受和順從高權(quán)力者制定的規(guī)范和命令, 從而抑制了團隊內(nèi)的摩擦和沖突(Halevy et al., 2011; Tyler, 2006)。相關(guān)的實證研究為此觀點提供了支持, 例如, Baldassarri和Grossman (2011)通過對烏干達50個農(nóng)業(yè)合作組織的1543名農(nóng)民的現(xiàn)場實驗發(fā)現(xiàn), 合法的權(quán)力秩序相對于不合法的權(quán)力秩序更有利于促進合作行為。當(dāng)權(quán)力層級缺乏合法性時, 團隊成員不愿接受和依從高權(quán)力者制定的決策和規(guī)則, 并可能采取反抗和挑戰(zhàn)的態(tài)度(Fiske, 2010; Tyler, 2006)。如表1中的團隊4所示, 當(dāng)層級不一致時, 團隊內(nèi)同時存在一位高權(quán)力/低地位成員與一位低權(quán)力/高地位成員, 此時低權(quán)力/高地位成員很難依從高權(quán)力/低地位成員的領(lǐng)導(dǎo)。例如, Clarysse和Moray (2004)的一項對創(chuàng)業(yè)團隊的定性研究曾發(fā)現(xiàn), 某創(chuàng)業(yè)團隊內(nèi)同時存在一位擁有權(quán)力的正式領(lǐng)導(dǎo)(CEO)和一位得到團隊成員尊重的非正式領(lǐng)導(dǎo), 兩者在團隊內(nèi)不斷爭奪影響力, 其他團隊成員也抵制和應(yīng)付正式領(lǐng)導(dǎo)的命令, 使得正式領(lǐng)導(dǎo)的作用受到了非正式領(lǐng)導(dǎo)的嚴(yán)重制約。相關(guān)研究還發(fā)現(xiàn), 當(dāng)權(quán)力層級不合法時, 低權(quán)力者會更傾向于從事具有風(fēng)險的行為(Lammers, Galinsky, Gordijn, & Otten, 2008), 更加地目標(biāo)導(dǎo)向(Willis, Guinote, & Rodríguez- Bailón, 2010)和不遵守社會規(guī)范(Hays & Goldstein, 2015)。因此我們提出如下假設(shè)：

圖2 層級一致性

表1 權(quán)力層級與層級一致性的組合

進一步, 我們認(rèn)為團隊成員間的權(quán)力爭奪會破壞團隊內(nèi)的合作, 并引發(fā)團隊成員間的沖突, 進而損害團隊績效。權(quán)力是一個基于對于重要資源的相對占有數(shù)量的結(jié)構(gòu)屬性(Magee & Galinsky, 2008), 因此團隊內(nèi)一個成員權(quán)力的提升可能意味著其他成員權(quán)力的下降。權(quán)力爭奪是團隊成員為了團隊內(nèi)重要資源的相對控制權(quán)而展開的爭奪(Greer & van Kleef, 2010), 權(quán)力爭奪參與者都以提升自身的相對資源數(shù)量為目標(biāo), 顯然他們彼此間的目標(biāo)是相互抵觸的。當(dāng)團隊成員間的目標(biāo)相互抵觸時, 他們會努力實現(xiàn)自己的目標(biāo)并阻礙他人目標(biāo)的實現(xiàn)(Deutsch, 1949, 2014; Johnson & Johnson, 2005), 此時團隊成員間的合作會遭到破壞(Deutsch, 1949)。例如, 相關(guān)研究發(fā)現(xiàn), 團隊成員間對于層級位置的分歧和爭奪會導(dǎo)致團隊成員減少對團隊任務(wù)的投入(Kilduff, Willer, & Anderson, 2016), 并抑制團隊內(nèi)的信息分享(Bendersky & Hays, 2012)。此外, 在權(quán)力爭奪過程中團隊成員會采取強制、威脅和欺騙等策略, 進而激發(fā)了團隊內(nèi)的沖突(Deutsch, 2014)。例如, 一些研究發(fā)現(xiàn)團隊內(nèi)的權(quán)力爭奪會激化政治行為, 團隊成員開展的結(jié)盟、監(jiān)視和背叛等政治活動會進一步激化團隊內(nèi)的矛盾(e.g., Eisenhardt & Bourgeois, 1988)。能否有效的促進團隊內(nèi)的合作并抑制團隊內(nèi)的沖突對于提升團隊績效至關(guān)重要(Deutsch, 2014; Mathieu, Maynard, Rapp, & Gilson, 2008)。相關(guān)的實證研究與元分析也發(fā)現(xiàn)團隊合作可以積極的促進團隊績效(e.g., Halevy et al., 2012; Stewart, 2006), 而團隊沖突則會對團隊績效產(chǎn)生消極的結(jié)果(e.g., Bendersky & Hays, 2012; De Dreu & Weingart, 2003)。此外, Greer和van Kleef (2010)的實證研究已經(jīng)直接驗證了權(quán)力爭奪對團隊績效的負(fù)向作用。

綜上所述, 當(dāng)層級一致時, 權(quán)力層級具備合法性, 從而有利于減弱團隊內(nèi)的權(quán)力爭奪; 當(dāng)層級不一致時, 權(quán)力層級缺乏合法性, 會激發(fā)了團隊內(nèi)的權(quán)力爭奪。權(quán)力爭奪則會破壞團隊內(nèi)的合作并激發(fā)團隊內(nèi)的沖突, 進而對團隊績效產(chǎn)生消極影響。因此我們提出如下假設(shè)：

接下來本研究將結(jié)合問卷調(diào)查、實驗和二手?jǐn)?shù)據(jù)分析這三種研究方法, 并采用不同類型的樣本來驗證所提的假設(shè)。

2 研究1：權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系——層級一致性的調(diào)節(jié)作用

首先我們通過一項針對大學(xué)生創(chuàng)業(yè)實踐團隊的問卷調(diào)查來驗證層級一致性對權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。我們在一所中部高校的創(chuàng)業(yè)實踐課程中開展了此項研究。這項創(chuàng)業(yè)實踐課程為期四周, 管理類專業(yè)的大三學(xué)生全天候(每天8小時)地參與本項實踐課程。在該項課程中, 所有團隊獨立地開展成立虛擬公司、市場調(diào)研、現(xiàn)場銷售等經(jīng)營活動, 且各團隊組建的虛擬公司會在校內(nèi)創(chuàng)業(yè)孵化園區(qū)中真實地開展經(jīng)營活動, 經(jīng)營活動所需的資金全部由每個團隊自籌, 相應(yīng)地, 經(jīng)營所獲得的全部經(jīng)濟收益也歸團隊自身所有。這項創(chuàng)業(yè)實踐課程中的團隊在開展團隊任務(wù)時具有較大的自主性, 擁有共同的任務(wù)目標(biāo), 非常適合作為團隊研究的樣本。此外, 這些團隊的創(chuàng)業(yè)實踐項目是真實運營的, 并且每個團隊都提交了統(tǒng)一格式的經(jīng)營財務(wù)報表, 從而為衡量團隊績效提供了較為可靠的客觀指標(biāo)。

2.1 樣本

共有352名管理類專業(yè)(市場營銷、營銷策劃、工商管理)的大三學(xué)生參與了本項研究, 參與者的平均年齡為20.67歲(= 0.87歲), 其中52.48%為男性, 47.52%為女性, 參與者平均有6.58個月(= 10.45)的課外兼職工作經(jīng)驗。5到10名參與者自由組成團隊開展創(chuàng)業(yè)實踐任務(wù), 共有46個團隊參與了本項研究, 并且46個團隊的所有成員均填寫了問卷。

2.2 過程

任務(wù)團隊通常需要一段時間的互動來建立起團隊中的層級(Berger, Cohen, & Zelditch, 1972), 因此我們在創(chuàng)業(yè)實踐課程開始兩周后發(fā)放問卷, 問卷中每個團隊成員都需要評價同一團隊內(nèi)其他成員的權(quán)力和地位。隨后, 我們收集創(chuàng)業(yè)實踐課程結(jié)束時(即問卷回收完成的兩周后)各團隊提供的客觀財務(wù)數(shù)據(jù)來衡量團隊績效, 通過時間上的滯后安排以及不同的數(shù)據(jù)來源, 從而有效降低了共同方法偏差對本研究結(jié)果的影響(Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003)。

2.3 測量

由于本研究采用的量表最初是用英文開發(fā)的, 我們遵循了雙向互譯過程(Brislin, 1980)將量表翻譯成了中文。我們遵循以往相關(guān)研究的程序(Cantimur, Rink, & van der Vegt, 2016; Hays & Bendersky, 2015), 對權(quán)力和地位采用輪轉(zhuǎn)法(round-robin)的程序進行測量, 即每個團隊成員都對除了自身以外的其他團隊成員的權(quán)力和地位進行評價。此外, 由于每個團隊成員的權(quán)力和地位的評分都由其他團隊成員對其的評分聚合而成, 為了檢驗數(shù)據(jù)聚合的可行性, 我們計算了內(nèi)部一致性系數(shù)(ICC) (James, 1982)。

權(quán)力。我們采用Hays和Bendersky (2015)開發(fā)的2個題項的量表來測量權(quán)力。所有團隊成員都對其他團隊成員在團隊內(nèi)的“權(quán)力水平”進行評價, 這2個題項分別是“他/她多大程度上控制著團隊中重要的資源”和“他/她在團隊中擁有多大的權(quán)力”, 參與者對這2個題項用5點李克特量表進行打分。該量表的Cronbach's α為0.81, 顯示該量表擁有良好的信度。ICC (1)為0.22, ICC (2)為0.68, 顯示評分的組內(nèi)一致性較強。

地位。我們采用Blader等學(xué)者(2016)開發(fā)的2個題項的量表來測量地位。所有團隊成員都對其他團隊成員在團隊內(nèi)的“地位水平”進行評價, 這2個題項分別是“他/她在團隊中得到多大程度的尊敬”和“他/她在團隊中擁有多高的地位(敬仰和尊重)”, 參與者對這2個題項用5點李克特量表進行打分。該量表的Cronbach's α為0.83, 顯示該量表擁有良好的信度。ICC (1)為0.19, ICC (2)為0.65, 顯示評分的組內(nèi)一致性較強。

權(quán)力層級。首先, 我們對每個團隊成員的權(quán)力的他評分?jǐn)?shù)求均值, 從而得出每個團隊成員的權(quán)力分值。之后, 我們再將個體水平的權(quán)力分值聚合到團隊, 形成團隊權(quán)力層級的分值。為了與以往的研究(e.g., Cantimur et al., 2016; Greer & van Kleef, 2010; Halevy et al., 2012)保持一致, 我們采用團隊成員間權(quán)力的標(biāo)準(zhǔn)差來計算權(quán)力層級; 標(biāo)準(zhǔn)差的值越大, 代表團隊內(nèi)的權(quán)力越不平等。

層級一致性。為了計算層級一致性, 我們首先計算出每個團隊成員權(quán)力和地位之差的絕對值, 然后對權(quán)力和地位之差的絕對值進行組內(nèi)平均, 最后將得出的均值取負(fù)數(shù)即代表各團隊的層級一致性, 當(dāng)數(shù)值越小時則表示層級一致性水平越低。類似的測量方法曾被用于其他群體層面的一致性或匹配性的研究中(e.g., Kunze & Menges, 2017)。

團隊績效。我們用各團隊經(jīng)營的創(chuàng)業(yè)項目所獲得的實際經(jīng)濟利潤來衡量團隊績效。在創(chuàng)業(yè)實踐課程結(jié)束時各團隊必須提交自己團隊的財務(wù)報表, 財務(wù)報表會列出成本、收入和利潤等情況。我們觀察到個別團隊采用了低利潤率來擴大銷量的經(jīng)營策略, 還有些團隊獲得了高額的經(jīng)營收入但是由于成本過高導(dǎo)致了虧損, 為了削弱這些因素的影響, 我們用各團隊的實際利潤而非總收入來衡量績效。

控制變量。以往研究結(jié)果顯示團隊規(guī)模對團隊績效有顯著的影響(Lepine, Piccolo, Jackson, Mathieu, & Saul, 2008), 因此在本研究中我們對團隊規(guī)模進行了控制。同樣地, 為了排除團隊平均年齡(Streufert, Pogash, Piasecki, & Post, 1990)、性別多樣性(Campbell & Mínguez-Vera, 2008)和熟悉度多樣性(Avgerinos & Gokpinar, 2017)對團隊績效的影響, 在本研究中我們對團隊平均年齡、熟悉度多樣性和性別多樣性也進行了控制。其中性別多樣性的計算采用Blau系數(shù), 計算熟悉度多樣性采用標(biāo)準(zhǔn)差(Harrison & Klein, 2007)。Harrison和Klein (2007)指出在研究權(quán)力層級這種組內(nèi)差異性(disparity)屬性的變量時需要控制該變量的均值, 因此在分析時我們還控制了團隊的權(quán)力均值和地位均值。

2.4 結(jié)果

從表2中可以看到, 與我們的預(yù)測一致, 權(quán)力層級與團隊績效并沒有顯著的相關(guān)性。我們通過多元回歸分析來驗證層級一致性是否在權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。

在將變量加入回歸方程前, 為了應(yīng)對可能的多重共線性問題, 我們對所有預(yù)測變量進行了中心化處理; 此外, 由于團隊績效的均值和標(biāo)準(zhǔn)差遠遠大于其他變量的均值與標(biāo)準(zhǔn)差, 為了縮小團隊績效在量綱和變異上與其他變量的差異, 我們對其進行了標(biāo)準(zhǔn)化處理(Rodgers & Nicewander, 1988; Rovine & von Eye, 1997)。我們在假設(shè)1中提出權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系受到層級一致性的調(diào)節(jié); 從回歸分析的結(jié)果看(見表3), 模型2(M2)顯示權(quán)力層級對團隊

績效的作用不顯著(= ?2.39,,= ?1.77), 而在模型3(M3)中, 權(quán)力層級與層級一致性的交互對團隊績效的作用顯著(= 12.20,< 0.05,= 2.06), 說明權(quán)力層級對團隊績效并沒有顯著的主效應(yīng), 而層級一致性調(diào)節(jié)了權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系, 因此假設(shè)1得到支持。

我們通過簡單效應(yīng)分析進一步驗證層級一致性對于權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 并對不同層級一致性水平下權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系進行了繪圖(見圖3)。當(dāng)層級一致性由低到高時, 代表權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系的直線從斜率為負(fù)且顯著(= ?4.10,< 0.05), 變?yōu)樾甭蕿檎遣伙@著(= 0.34,)。說明地位層級與權(quán)力層級不一致時, 權(quán)力層級與團隊績效負(fù)相關(guān), 而當(dāng)?shù)匚粚蛹壟c權(quán)力層級一致時, 權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系不顯著, 因此假設(shè)1得到了部分支持。

最后, 我們將采用不同的層級操作化指標(biāo)對本研究的發(fā)現(xiàn)進行穩(wěn)健性檢驗。過去的層級研究曾采用變異系數(shù)(e.g., Hays & Bendersky, 2015), 基尼系數(shù)(e.g., Bloom, 1999), 以及中心化系數(shù)(e.g., Huang & Cummings, 2011)這三個指標(biāo)來操作化層級, 因此本研究分別采用這三個指標(biāo)來進行穩(wěn)定性檢驗。我們在保持其他變量不變的前提下, 分別用團隊成員權(quán)力的變異系數(shù)、基尼系數(shù)和中心化系數(shù)來代替原有的權(quán)力層級變量加入檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸模型中, 得到的交互作用與采用標(biāo)準(zhǔn)差得到的結(jié)果類似(采用變異系數(shù)：= 32.21,< 0.10,= 1.80; 采用基尼系數(shù)：= 72.16,< 0.10,= 1.94; 采用中心化：= 26.06,< 0.05,= 2.19)。這三個檢驗的結(jié)果顯示本研究的發(fā)現(xiàn)具有較強的穩(wěn)健性。

研究1基本驗證了我們的假設(shè)1, 結(jié)果顯示層級一致性調(diào)節(jié)了權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系, 當(dāng)層級不一致時權(quán)力層級負(fù)向影響團隊績效, 但與我們預(yù)測不一致的是當(dāng)層級一致時權(quán)力層級與團隊績效沒有顯著的關(guān)系。采用相同任務(wù)周期, 類似團隊任務(wù)的團隊作為樣本, 以及采取時間間隔的設(shè)計和客觀指標(biāo)衡量績效, 這些都增強了研究1的內(nèi)部效度。但是作為一項基于問卷調(diào)查的相關(guān)研究, 無法真正檢驗因果邏輯, 并且在研究1中并沒有檢驗權(quán)力層級與層級一致性的交互影響團隊績效的作用機制。為了應(yīng)對這些不足, 我們接下來開展了一項實驗研究。

表2 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

注：46.p < 0.05, p < 0.01。

表3 多元回歸分析結(jié)果

注：= 46.0.050.01; 因變量為標(biāo)準(zhǔn)化后的團隊績效, 各模型中的回歸系數(shù)均為非標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)。

圖3 層級一致性對權(quán)力層級與團隊績效的調(diào)節(jié)作用(研究1)

3 研究2：權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系——層級一致性的調(diào)節(jié)作用以及權(quán)力爭奪的中介作用

研究2的目的是驗證我們所提的中介假設(shè), 并且通過實驗方法驗證本研究的因果邏輯, 增強整個研究的內(nèi)部效度。

3.1 樣本

來自東部一所大學(xué)的192名大學(xué)生參與了本實驗, 本實驗隨機分配三名同性別的參與者作為一個團隊共同參與實驗任務(wù), 即共有64個三人團隊參與了本實驗。參與者平均年齡為22.29歲(= 2.44);其中55.7%為本科生, 44.3%為研究生, 所有參與者中59.4%為女性, 40.6%為男性。參與者是以“團隊商業(yè)決策研究”的名義在學(xué)校論壇公開招募的, 每位參與者均自愿參與本實驗, 且每位參與者會獲得30元人民幣的報酬。此外, 為了激勵參與者在實驗任務(wù)中兼顧個人利益與團隊目標(biāo), 我們在招募被試以及實驗材料中明確說明, 績效最優(yōu)的一個三人團隊以及三個個人可以獲得每人100元人民幣的額外獎勵, 并在所有場次的實驗結(jié)束后兌現(xiàn)了額外獎勵。

3.2 實驗任務(wù)

我們改編了Greer和van Kleef (2010)的多人談判任務(wù)作為實驗任務(wù)。這個任務(wù)貼近了組織中常見的團隊任務(wù), 并且其反映了團隊成員的混合動機(mixed-motives), 即追求自身利益又希望團隊成功(van Bunderen, Greer, & van Knippenberg, 2018), 同時也有利于考察團隊內(nèi)的權(quán)力爭奪過程(Greer & van Kleef, 2010)。每個實驗團隊被告知他們將作為ABC咨詢公司的一個咨詢團隊開展項目——為通達快遞公司提供績效改進方案(實際上只完成關(guān)于項目任務(wù)的六項前期事項決策)。他們在提供改進方案前先需要對項目啟動時間、與客戶交流聯(lián)系頻率和方式、給予顧客的培訓(xùn)次數(shù)等六項事宜進行決策, 每個事宜的決策結(jié)果關(guān)系到個人能獲得的資源點數(shù)的多少, 資源點數(shù)則可以用于提升個人績效。表4顯示了各角色在前三項決策選項上能獲得的資源點數(shù), 在真實的實驗材料中每個參與者只獲得自己扮演角色相關(guān)的資源點數(shù)列表, 而無法獲知其他成員相應(yīng)的資源點數(shù)。從表4可以看到, 每個團隊成員從這六項決策中能夠獲得的資源點數(shù)是不同的, 且我們在實驗中規(guī)定不能將自身在每項決策中能夠獲得的個人資源數(shù)量透露給其他團隊成員。在每項事宜的決策上, 可以由三個團隊成員協(xié)商一致來決定, 也可以通過行使“一票決定權(quán)”強行將自己的選擇作為團隊決策的結(jié)果, 每個團隊被要求在15分鐘內(nèi)做出這六項決策, 否則所有成員獲得的資源點都為零。

表4 實驗任務(wù)材料

3.3 實驗設(shè)計和程序

實驗采用2(權(quán)力層級：不平等vs.平等)×2(層級一致性：地位層級與權(quán)力層級不一致 vs.地位層級與權(quán)力層級一致)組間設(shè)計。參與者被隨機分配到不同的實驗條件, 而為了避免性別對權(quán)力和地位的可能影響(Hays, 2013), 每個實驗團隊由同性別的三位參與者組成。當(dāng)每個實驗團隊的參與者到齊后, 每位參與者被要求首先獨自閱讀實驗的指導(dǎo)語和實驗任務(wù)材料, 并且完成一份關(guān)于管理咨詢知識的測試試卷, 試卷完成后實驗者會進行批改并當(dāng)場公布測試成績(假反饋, 用于操縱層級一致性), 并再次強調(diào)每個團隊成員各自擁有“一票決定權(quán)”的數(shù)量; 之后參與者被要求以團隊的形式在15分鐘內(nèi)完成多人談判任務(wù); 在完成談判任務(wù)后每位參與者獨自填寫一份關(guān)于人口統(tǒng)計信息和操作檢驗的問卷并給予實驗報酬。

3.4 實驗操縱和測量

權(quán)力層級和層級一致性。我們通過操作團隊成員擁有團隊中重要資源的數(shù)量的差異來操作權(quán)力層級, 用操作團隊內(nèi)權(quán)力與地位的匹配程度來操作層級一致性。由于權(quán)力層級與層級一致性都是團隊水平的構(gòu)念, 我們像其他團隊水平的層級研究一樣, 在操作個體權(quán)力/地位的基礎(chǔ)上來操作團隊水平的層級結(jié)構(gòu)與層級一致性(e.g., Greer & van Kleef, 2010; Ronay et al., 2012)。實證研究發(fā)現(xiàn), 權(quán)力通?；趥€體對于資源和機會的占有, 以及命令他人的能力; 而地位則通常基于技能和專長(Blader et al., 2016)。因此本研究用團隊成員間決策權(quán)的差異來操作權(quán)力差異, 而用技能和專長的差異來操作地位差異。具體地, 我們用團隊成員擁有“一票決定權(quán)”的數(shù)量來操作權(quán)力差異, 當(dāng)團隊成員行使“一票決定權(quán)”時, 其可以在不經(jīng)過其他團隊成員同意的情況下直接以團隊的名義進行決策。高權(quán)力者通過實驗的指導(dǎo)語被告知其擁有三次“一票決定權(quán)”, 中權(quán)力者有兩次, 低權(quán)力者只有一次。其次, 我們用 “管理咨詢知識”測試的成績來操縱地位, 因為測試成績的高低代表了參與者在管理咨詢?nèi)蝿?wù)上的專長水平。參與者首先被要求完成一個簡短的管理咨詢知識測試, 之后實驗者當(dāng)面批改并公開發(fā)布成績排序。高地位者會被告知其在團隊成員中獲得了最高的成績, 低地位者獲得了最低的成績, 而中地位者測試成績在高地位和低地位者之間。

接下來根據(jù)團隊成員權(quán)力與地位的匹配來操作權(quán)力層級與層級一致性。例如, 在權(quán)力不平等與層級一致水平下, 三名成員分別扮演咨詢師A、咨詢師B和咨詢師C的角色; 咨詢師A獲得三次“一票決定權(quán)”且在“管理咨詢知識測試”中得分最高, 咨詢師B獲得兩次“一票決定權(quán)”且在“管理咨詢知識測試”中得分中等, 咨詢師C獲得一次“一票決定權(quán)”且在“管理咨詢知識測試”中得分最低。其他實驗水平的操作具體如表5所示。

表5 權(quán)力層級與層級一致性的操作

權(quán)力爭奪和團隊績效。我們用團隊內(nèi)“一票決定權(quán)”使用的總次數(shù)來測量權(quán)力爭奪。權(quán)力爭奪是團隊成員為了獲取團隊內(nèi)重要資源而展開的爭奪(Greer & van Kleef, 2010)。通過使用“一票決定權(quán)”, 參與者可以在未得到其他團隊成員認(rèn)可的情況下獲取資源點數(shù), 而團隊內(nèi)使用“一票決定權(quán)”的數(shù)量越多, 就說明團隊內(nèi)爭奪重要資源的程度越激烈。因此, 團隊使用“一票決定權(quán)”的總次數(shù)從總體上反映了團隊內(nèi)權(quán)力爭奪的水平。團隊績效用團隊成員獲得資源點數(shù)之和來測量, 因為其反映了團隊沖突解決的質(zhì)量(Greer & van Kleef, 2010)。團隊通過多人談判任務(wù)所獲得資源點數(shù)之和越多, 則團隊績效越高。

3.5 實驗結(jié)果

操作檢驗。我們采用Hays和Bendersky (2015)的2題項權(quán)力量表和3題項地位量表分別對權(quán)力和地位的實驗操作進行檢驗。權(quán)力量表的例題：“我控制著團隊中重要的資源”; 地位量表的例題：“我在團隊中受到多少尊重”。從單因素方差分析的結(jié)果看, 權(quán)力的操作顯著地影響了操作檢驗的結(jié)果,(2, 189) = 48.47,< 0.01, η= 0.34; 高權(quán)力組(= 4.05,= 0.73)對自身權(quán)力的感知顯著高于中權(quán)力組(= 3.43,= 0.60)和低權(quán)力組(= 2.44,= 0.84)。地位的操作也顯著地影響了操作檢驗的結(jié)果,(2, 189) = 4.39,< 0.05, η= 0.04, 高地位組(= 3.42,= 0.69)對自身地位的感知顯著高于低地位組(= 3.08,= 0.55), 且高地位組對地位的感知高于中地位組(= 3.29,= 0.52), 但兩者的差異并不顯著。

假設(shè)檢驗。我們在假設(shè)1中提出層級一致性調(diào)節(jié)了權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系。從方差分析的結(jié)果來看, 在控制了團隊的平均年齡后, 權(quán)力層級和層級一致性對團隊績效的交互效應(yīng)是顯著的,(1, 59) = 4.34,< 0.05, η= 0.07, 因此假設(shè)1得到支持。我們對交互作用進行進一步的簡單效應(yīng)分析, 結(jié)果顯示(見圖4), 當(dāng)層級一致時, 權(quán)力層級對于團隊績效的主效應(yīng)顯著,(1, 59) = 14.39,< 0.01, η= 0.10; 當(dāng)層級不一致時, 權(quán)力層級對于團隊績效的主效應(yīng)不顯著,(1, 59) = 0.72,。

我們在假設(shè)2中提出層級一致性調(diào)節(jié)了權(quán)力層級與權(quán)力爭奪的關(guān)系。從方差分析的結(jié)果來看, 在控制了團隊的平均年齡后, 權(quán)力層級和層級一致性對權(quán)力爭奪的交互效應(yīng)是顯著的,(1, 59) = 15.13,< 0.05, η= 0.10。我們對交互作用進行進一步的簡單效應(yīng)分析, 結(jié)果顯示(見圖5), 當(dāng)層級一致時, 權(quán)力層級對于團隊內(nèi)權(quán)力爭奪的主效應(yīng)顯著,(1, 59) = 12.06,< 0.01, η= 0.08, 權(quán)力不平等組的團隊使用“一票決定權(quán)”的次數(shù)(= 2.13,= 1.41)顯著低于權(quán)力平等組(= 3.37,= 1.59); 當(dāng)層級不一致時, 權(quán)力層級對于權(quán)力爭奪的主效應(yīng)不顯著(1, 59) = 0.03,, 權(quán)力不平等組的團隊在使用“一票決定權(quán)”的次數(shù)(= 3.94,= 1.18)上與權(quán)力平等組(= 3.31,= 1.78)沒有顯著差異。因此, 層級一致性也調(diào)節(jié)了權(quán)力層級與權(quán)力爭奪的關(guān)系, 假設(shè)2得到了支持。

圖4 權(quán)力層級與層級一致性對團隊績效的交互作用(研究2)

圖5 權(quán)力層級與層級一致性對權(quán)力爭奪的交互作用(研究2)

在假設(shè)3中我們提出權(quán)力爭奪中介了權(quán)力層級與層級一致性的交互與團隊績效的關(guān)系, 我們用多層回歸的方法對權(quán)力爭奪的中介作用進行檢驗。我們根據(jù)Muller, Judd和Yzerbyt (2005)的建議來檢驗這個被中介的調(diào)節(jié)模型。表6中的模型3 (M3)顯示權(quán)力層級與層級一致性的交互對團隊績效的作用顯著(= 0.94,< 0.05,= 2.08); 但在權(quán)力爭奪進入模型后(M4), 權(quán)力層級與層級一致性的交互對團隊績效的作用不再顯著(= 0.04,,= 0.12), 而權(quán)力爭奪對團隊績效的作用是顯著的(= ?0.46,< 0.01,= ?9.46)。

我們進一步用Preacher, Rucker和Hayes (2007)建議的Bootstrap方法對被中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行檢驗。我們將Bootstrap抽樣的次數(shù)設(shè)定為20000次, 結(jié)果顯示(見表7), 當(dāng)層級不一致時, 權(quán)力層級對團隊績效的間接效應(yīng)不顯著(95%的置信區(qū)間包含零); 而當(dāng)層級一致時, 權(quán)力層級對團隊績效的間接效應(yīng)顯著(95%的置信區(qū)間不包含零)。綜合方差分析、回歸分析和Bootstrap分析的結(jié)果, 我們所提的假設(shè)3得到了部分支持。

表6 多層回歸分析結(jié)果

注：= 64, *< 0.05, **< 0.01; 因變量為標(biāo)準(zhǔn)化后的團隊績效, 各模型中的回歸系數(shù)均為非標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)。

表7 被中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

注：Bootstrap抽樣次數(shù)為20000, 置信區(qū)間的置信度為95%。

研究2再次重復(fù)了研究1的結(jié)果, 發(fā)現(xiàn)層級一致性可以調(diào)節(jié)權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系; 但略有不同的是, 我們在研究2發(fā)現(xiàn)當(dāng)層級一致時權(quán)力層級可以正向促進團隊績效, 而層級不一致時權(quán)力層級與團隊績效沒有顯著的關(guān)系; 而在研究1我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)層級一致時權(quán)力層級對團隊績效的效應(yīng)為正但不顯著, 而層級不一致時權(quán)力層級會削弱團隊績效。其次, 研究2檢驗了我們未在研究1中檢驗過的假設(shè)2和假設(shè)3, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)層級一致性調(diào)節(jié)了權(quán)力層級與權(quán)力爭奪的關(guān)系, 且權(quán)力爭奪在權(quán)力層級與層級一致性交互和團隊績效關(guān)系中起到了中介作用, 所以假設(shè)3得到了支持。

4 研究3：權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系——層級一致性的調(diào)節(jié)作用的再次驗證

研究1和研究2采用的樣本都是學(xué)生樣本, 雖然類似的學(xué)生樣本已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于團隊水平的層級研究中(e.g., Hays & Bendersky, 2015; Jung, Vissa, & Pich, 2017), 但是課程團隊與工作團隊依然存在差異, 這一定程度上影響了本研究的生態(tài)效度。為此, 我們將增加一個以高管團隊為樣本的現(xiàn)場研究來應(yīng)對這一問題。

4.1 樣本

研究3采用互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)新三板掛牌公司高管團隊(TMT)的數(shù)據(jù)來驗證我們的假設(shè)。研究3之所以采用這個樣本主要出于以下幾方面的原因：首先, 上市公司高管團隊是研究團隊權(quán)力和地位層級的合適樣本(He & Huang, 2011; Greve, & Mitsuhashi, 2007)。其次, 互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)的企業(yè)組織扁平化的程度較高(Chen, He, & Chen, 2018), 層級不一致的現(xiàn)象在這一行業(yè)中可能更為普遍。再次, 新三板掛牌公司每年需根據(jù)全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)的要求公開經(jīng)過會計事務(wù)所審計的經(jīng)營數(shù)據(jù)以及董事會和高管情況, 從而為我們的研究提供了較為客觀的指標(biāo)。最后, 新創(chuàng)企業(yè)的高管團隊對于企業(yè)有較強的控制力, 對于企業(yè)經(jīng)營績效有著顯著的影響(e.g., Busenitz, Plummer, Klotz, Shahzad, & Rhoads, 2014; Harper, 2008), 新三板掛牌的公司以新創(chuàng)企業(yè)為主, 因此為我們檢驗高管團隊內(nèi)的權(quán)力結(jié)構(gòu)和層級一致性程度對于組織績效的影響提供了有利條件。

由于新三板2013年底才開始面向全國接受企業(yè)掛牌申請, 所以目前可以獲得的企業(yè)數(shù)據(jù)范圍只有2013年至2017年。根據(jù)以往研究的建議, 高管團隊的研究中, 樣本團隊?wèi)?yīng)至少包含三位成員(e.g., Jackson et al., 1991), 因此我們剔除了高管團隊成員低于3人的公司。此外, 一些公司在某些年份中由于摘牌等原因, 經(jīng)營數(shù)據(jù)或高管成員數(shù)據(jù)缺失, 數(shù)據(jù)缺失年份的公司數(shù)據(jù)被剔除。經(jīng)過以上步驟進行篩選后, 研究3最終的樣本為169家掛牌企業(yè)的2013至2016年的共203個觀測值。在這一樣本中平均的年營業(yè)收入為33500萬元(= 290000萬元), 平均員工數(shù)量為139.44人(= 150.00), 高管團隊平均成員人數(shù)為4.14人(= 1.34), 公司平均成立年限為4.14年(= 1.52)。

4.2 測量

權(quán)力層級。首先, 許多研究指出股權(quán)的多少很大程度上反映了公司高管的權(quán)力水平(e.g., Daily, & Johnson, 1997; Haynes, & Hillman, 2010), 因此研究3用TMT團隊成員在公司中所持有的股份比例來衡量每個TMT成員的權(quán)力水平。與以往的研究(e.g., Cantimur et al., 2016; Halevy et al., 2012)以及研究1一致, 研究3采用TMT成員間權(quán)力的標(biāo)準(zhǔn)差作為計算權(quán)力層級的指標(biāo)。

表8 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

注：203.p < 0.05, p < 0.01。表示數(shù)據(jù)年份的虛擬變量未列入。

層級一致性。首先, 以往研究(He & Huang, 2011; Greve, & Mitsuhashi, 2007)指出企業(yè)高管在公司任職時間的長短反映了其在公司中的地位高低, 因此研究3用TMT成員在公司中的任職時長來衡量其地位, 任職時間越長, 其地位越高。其次, 我們將TMT團隊成員的任職時長(地位)和股權(quán)比例(權(quán)力)都進行標(biāo)準(zhǔn)化, 然后與研究1計算層級一致性的方法一致, 先計算出每個成員標(biāo)準(zhǔn)化后的任職時長與標(biāo)準(zhǔn)化后的股權(quán)比例之差的絕對值, 并對該絕對值進行組內(nèi)平均, 接著對絕對值取負(fù)數(shù)即計算出層級一致性。

公司績效。凈資產(chǎn)收益率(ROE)反映了公司回報股東投資的能力, 是衡量公司經(jīng)營成功與否的重要指標(biāo)之一(Hitt, Ireland, & Stadter, 1982), 且以往許多上市公司相關(guān)研究采用該指標(biāo)來衡量公司績效(e.g., Chadwick, Super, & Kwon, 2015; Peng, 2010; Zhao, & Murrell, 2016), 因此研究3采用凈資產(chǎn)收益率來衡量公司績效。與以往的上市公司二手?jǐn)?shù)據(jù)研究相一致(e.g., He & Huang, 2011; Zhao, & Murrell, 2016), 我們采用比自變量延后一期(一年)的凈資產(chǎn)收益率作為因變量。

控制變量。首先, 團隊規(guī)?？赡軐F隊績效產(chǎn)生顯著影響(Lepine et al., 2008), 因此在研究3對團隊規(guī)模進行了控制。其次, 高管團隊多樣性對于組織績效可能會產(chǎn)生影響(e.g., Boone & Hendriks, 2009; Campbell & Mínguez-Vera, 2008), 因此我們在研究3中控制了TMT團隊的性別多樣性以及教育水平多樣性。再次, 許多研究指出時間因素會對團隊過程和結(jié)果產(chǎn)生重要影響(e.g., Koopmann, Lanaj, Wang, Zhou, & Shi, 2016; Sieweke & Zhao, 2015), 因此我們在研究3中控制了團隊平均任期。最后, 由于研究3的樣本是包含了多個時間段(年份)的面板數(shù)據(jù), 因此我們與以往面板數(shù)據(jù)研究一致(e.g., He & Huang, 2011; Sieweke & Zhao, 2015), 控制了觀測值所在的數(shù)據(jù)年份。

4.3 結(jié)果

表8顯示了各個變量的描述性統(tǒng)計以及相關(guān)分析結(jié)果, 從中可以看到, 與我們的預(yù)測一致, 權(quán)力層級與公司績效(凈資產(chǎn)收益率)并沒有顯著的相關(guān)性。由于研究3的數(shù)據(jù)包含了同一個樣本不同時間點的觀測值, 即為面板數(shù)據(jù); 此時為了排除樣本不隨時間變化的特質(zhì)的影響, 面板數(shù)據(jù)研究通常采用固定效應(yīng)模型(fixed effect model)來進行數(shù)據(jù)分析(e.g., Campbell & Mínguez-Vera, 2008; Zhao, & Murrell, 2016), 因此我們也采用該方法來驗證假設(shè)。

在進行回歸分析前, 為了削弱多重共線性的可能影響, 我們對所有預(yù)測變量進行了中心化處理。在假設(shè)1中我們提出權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系受到層級一致性的調(diào)節(jié); 從固定效應(yīng)模型回歸分析的結(jié)果看(見表9), 在模型3(M3)中, 權(quán)力層級與層級一致性的交互對團隊績效的作用顯著(= 0.21,< 0.05,= 2.36)。

我們對不同層級一致性水平下的權(quán)力層級與公司績效關(guān)系進行了繪圖, 見圖6。簡單效應(yīng)分析的結(jié)果顯示, 當(dāng)層級一致性由低到高時, 代表權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的直線從斜率為負(fù)且顯著(= ?0.16,< 0.01), 變?yōu)樾甭蕿檎? 但是不顯著(= 0.004,)。說明層級不一致時, 權(quán)力層級與團隊績效負(fù)相關(guān), 而當(dāng)層級一致時, 權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系不顯著。綜合回歸分析和簡單效應(yīng)分析的結(jié)果, 假設(shè)1得到了部分支持。

4.4 數(shù)據(jù)穩(wěn)健性檢驗

最后, 研究3通過不同的層級操作化指標(biāo)對以上結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗, 我們分別采用變異系數(shù)和中心化這兩個指標(biāo)來進行穩(wěn)定性檢驗(e.g., Hays & Bendersky, 2015; Huang & Cummings, 2011)。首先, 保持所有控制變量不變的前提下, 用團隊成員權(quán)力的變異系數(shù)作為權(quán)力層級的操作化指標(biāo)加入回歸模型中; 結(jié)果顯示, 權(quán)力層級與層級一致性的交互對公司績效依然具有顯著的正向作用(= 4.84,< 0.01,= 3.05)。其次, 當(dāng)采用中心化作為權(quán)力層級的操作化指標(biāo)時, 權(quán)力層級與層級一致性的交互依然與公司績效顯著正相關(guān)(= 13.63,< 0.01,= 3.13)。以上分析結(jié)果說明研究3的發(fā)現(xiàn)具有較強的穩(wěn)健性。

表9 固定效應(yīng)模型回歸分析結(jié)果

注：0.050.01, 各模型中的回歸系數(shù)均為非標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)。

圖6 層級一致性對權(quán)力層級與團隊績效的調(diào)節(jié)作用(研究3)

研究3以新三板掛牌企業(yè)TMT團隊為樣本重復(fù)檢驗了本研究的假設(shè)1。結(jié)果發(fā)現(xiàn)層級一致性調(diào)節(jié)了權(quán)力層級與公司績效的關(guān)系, 當(dāng)層級一致性程度低時權(quán)力層級與公司績效負(fù)相關(guān), 而當(dāng)層級一致性程度高時權(quán)力層級對公司績效沒有顯著的影響; 因此假設(shè)1得到了部分支持。研究3通過以TMT團隊為樣本的現(xiàn)場研究彌補了研究1和研究2采用學(xué)生樣本的不足, 增強了本研究的生態(tài)效度。

5 討論

本研究結(jié)合問卷調(diào)查、實驗、二手?jǐn)?shù)據(jù)三種方法探索了層級一致性對于權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 以及權(quán)力爭奪在權(quán)力層級和層級一致性的交互與團隊績效關(guān)系中的中介作用。研究結(jié)果部分地支持層級一致性調(diào)節(jié)了權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系, 以及權(quán)力層級與層級一致性的交互通過的權(quán)力爭奪的中介從而影響團隊績效。

5.1 理論貢獻

對于權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系, 現(xiàn)有的研究較為明顯地分裂成了對立的兩派, 強調(diào)權(quán)力層級積極作用的功能主義(e.g., Halevy et al., 2012; Ronay et al., 2012)與強調(diào)權(quán)力層級消極作用的功能障礙主義(e.g., Bloom, 1999; Huang & Cummings, 2011)都具有一定的理論基礎(chǔ)和實證支持?，F(xiàn)有的研究大多都默認(rèn)了地位層級與權(quán)力層級是高度一致的, 而忽略了層級不一致可能造成的影響。本研究發(fā)現(xiàn)層級一致性調(diào)節(jié)了權(quán)力層級與團隊績效的關(guān)系, 并指出層級一致性影響了權(quán)力層級合法性的感知, 層級不一致削弱了權(quán)力層級的合法性, 而層級一致則可以加強權(quán)力層級的合法性, 從而對權(quán)力層級與權(quán)力爭奪以及團隊績效的關(guān)系產(chǎn)生了影響。因此我們的研究有利于化解功能主義與功能障礙主義的分歧與對立, 功能主義所宣揚的權(quán)力層級積極作用需要在地位層級與之相一致時才能起效, 而地位層級與權(quán)力層級不一致時, 權(quán)力層級會由于缺乏合法性發(fā)揮消極作用。

其次, 我們的研究也拓展了權(quán)力層級合法性的研究。以往權(quán)力層級合法性的研究大都認(rèn)為權(quán)力層級合法性來源于權(quán)力使用中的過程公平, 即權(quán)力層級是否合法取決于擁有權(quán)力者如何使用權(quán)力(e.g., Tyler, 2006; van Dijke, De Cremer, & Mayer, 2010)。而地位層級合法性的研究則提供了另一種視角, Ridgeway和Berger (1986)提出團隊成員間績效期望的差異越大, 地位層級的合法性越強, 且績效期望的差異來源于團隊成員個體特征的差異。也就是說地位層級的合法性可以來自于其是如何被構(gòu)建的, 而并不是由其使用方式所單獨決定。我們的研究進一步延伸了這一種觀點, 提出地位層級與權(quán)力層級的一致性會影響權(quán)力層級的合法性。但由于我們的研究并沒有直接測量權(quán)力層級的合法性, 因此未來的研究可以用直接測量的方式更加準(zhǔn)確地檢驗我們的觀點。

此外, 本研究還有助于推進層級一致性的研究。在Magee和Galinsky (2008)從理論上區(qū)分權(quán)力和地位并提出兩者可能的不一致后, 個體水平的權(quán)力和地位不一致的研究開始涌現(xiàn), 并取得了許多成果(e.g., Anicich et al., 2016; Blader & Chen, 2012; Fast et al., 2012)。但目前層級一致性的研究幾乎都集中于個體水平。盡管有個別研究從雙邊關(guān)系的角度探討了層級一致性對于雙邊關(guān)系的影響(i.e., Ma et al., 2013), 但目前層級一致性的研究還未從比個體和雙邊關(guān)系更復(fù)雜的群體或團隊層面來考慮層級一致性可能的影響。另一方面, 在團隊水平的層級研究中, 只有少數(shù)理論研究提及地位層級與權(quán)力層級的一致性的可能作用(Halevy et al., 2011), 時至今日絕大多數(shù)實證研究依然忽略了層級一致性的影響。本研究首次將層級一致性引入到團隊水平的層級研究中, 并驗證了層級一致性對權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的影響, 從而有利于推動層級一致性相關(guān)研究的發(fā)展。

5.2 管理啟示

在當(dāng)代的組織中, 團隊逐漸成為組織的基本組成單元(Edmondson, 2002; Nohria & Garcia-Pont, 1991); 但應(yīng)該采用何種結(jié)構(gòu)來組織團隊依然困擾著企業(yè)實踐(Bunderson & Boumgarden, 2010)。按照層級功能主義的觀點, 具有明確權(quán)力差異的層級式結(jié)構(gòu)更加有利于團隊運行; 但按照層級功能障礙主義的觀點, 權(quán)力平等的層級結(jié)構(gòu)才是更有利的。本研究發(fā)現(xiàn)團隊內(nèi)的權(quán)力層級是否有利于團隊績效取決于層級一致性。當(dāng)層級一致時權(quán)力層級有利于團隊績效, 而當(dāng)層級不一致時權(quán)力層級不利于團隊績效。所以對于管理者而言, 確保團隊內(nèi)地位層級與權(quán)力層級的一致是至關(guān)重要的。

5.3 研究不足

本研究也存在一些不足之處。首先, 本研究沒有在多種情境和多種團隊任務(wù)下重復(fù)檢驗我們的理論。例如, 我們并未探索是否在高度創(chuàng)新性任務(wù)下我們的理論依然成立, 而有研究認(rèn)為權(quán)力層級會抑制團隊內(nèi)新穎觀點的形成(e.g., Yuan & Zhou, 2015), 因此, 可能即使在層級一致的前提下, 權(quán)力層級依然是對創(chuàng)新有害的。其次, 我們在研究1和研究3中發(fā)現(xiàn), 團隊成員的權(quán)力和地位的相關(guān)度較高, 這一定程度上從側(cè)面支持了以往研究默認(rèn)的關(guān)于權(quán)力和地位一致較為常見的觀點(e.g., Magee & Galinsky, 2008); 但我們在觀測數(shù)據(jù)中也確實發(fā)現(xiàn)存在以往研究指出的權(quán)力與地位不一致現(xiàn)象(e.g., Blader & Chen, 2014)，甚至一些團隊中成員的權(quán)力和地位是負(fù)相關(guān)的。至于是測量、取樣還是其他情境因素導(dǎo)致了團隊成員的權(quán)力和地位相關(guān)度整體上偏高，在未來研究中值得進一步探討。

6 結(jié)論

本研究探索了層級一致性對權(quán)力層級與團隊績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。通過分別采用問卷調(diào)查、實驗和二手?jǐn)?shù)據(jù)研究方法的三個子研究發(fā)現(xiàn), 當(dāng)層級一致時, 權(quán)力層級有利于團隊績效, 而層級不一致時, 權(quán)力層級不利于團隊績效; 并且權(quán)力爭奪在權(quán)力層級和層級一致性的交互與團隊績效的關(guān)系中起中介作用。

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① 原量表即為兩個題項, 具體可參考原文(Hays & Bendersky, 2015, P. 875)。

② 原量表即為兩個題項, 具體可參考原文(Blader et al., 2016, P. 732)。

③ 3組織績效數(shù)據(jù)延后一年, 即包括2014年至2017年的公司凈資產(chǎn)收益率數(shù)據(jù)。

④ 團隊平均任期的操作化定義為團隊成員任期的均值。

Does power hierarchy benefit or hurt team performance? The roles of hierarchical consistency and power struggle

JI Hao; XIE Xiao-Yun; XIAO Yong-Ping; GAN Xiao-Le; FENG Wen

(Business School, Ningbo University, Ningbo 315211, China)(School of Management, Zhejiang University, Hangzhou 310058, China) (The Department of Business Administration, Jiangx Institute of Economic Administrators, Nanchang 330088, China)

Whether power hierarchy benefits or hurts team performance is a paradoxical question in the current literature. While functionalists contend that power hierarchy is likely to resolve conflicts and promote coordination within teams, in turn improving team performance, dysfunctionalists argue that power hierarchy can entail struggle and conflicts, in turn impairing team performance. This study suggests that this discrepancy can be reconciled by considering the effect of hierarchical consistency. Hierarchical consistency describes the degree of alignment between power hierarchy and status hierarchy within a team. We propose that hierarchical consistency may moderate the relationship between power hierarchy and team performance. Specifically, when status hierarchy and power hierarchy are aligned, power hierarchy will produce elevated team performance. Meanwhile, when status hierarchy and power hierarchy are misaligned, power hierarchy is likely to attenuate team performance. Furthermore, we suggest that the interaction of power hierarchy and hierarchical consistency may impact team performance via the mediating effect of power struggle.

We tested our hypotheses through a multimethod approach that included survey, experiment, and archival data analysis. In Study 1, we collected data from 46 student teams in a four-week entrepreneurial practice program. The power and status of the team members were measured using the round-robin method, where each team member was asked to rate his or her teammates’ power and status. The data were collected through surveys at the beginning of the third week of the entrepreneurial practice program. Team performance was measured based on the overall profit of each team earned from this program. The financial data were collected at the end of the entrepreneurial practice program. In Study 2, we conducted a 2 (power hierarchy: power differentiation vs. power equality) × 2 (hierarchical consistency: consistent vs. inconsistent) between-subject design with a multiparty negotiation task. Overall, 192 undergraduates and postgraduates participated in our experiment, and they were randomly assigned into 64 three-person groups. Each group was randomly assigned to one of four experimental conditions. Finally, in Study 3, data from 203 observations from 169 listed companies in the Internet industry were collected to retest the moderating effect of hierarchical consistency on the relationship between power hierarchy and team performance. In this study, we measured power hierarchy based on the difference in equity among TMT members, hierarchical consistency was calculated through the absolute difference between TMT members’ equity and team tenure, and team performance was measured based on return on equity (ROE).

We used hierarchical linear regression, ANOVA, a fixed effect model, and bootstrapping methods to test our hypotheses. As predicted, we found that the effects of power hierarchy on team performance are contingent on the degree of hierarchical consistency in Study 1. That is, when status hierarchy and power hierarchy were aligned, the power hierarchy was positively related to team performance; yet when status hierarchy and power hierarchy were misaligned, power hierarchy was not significantly related to team performance. The results of Study 2 showed that power struggle played a mediating role between hierarchical consistency combined with power hierarchy and team performance. Specifically, power hierarchy was likely to attenuate power struggle in the presence of a high level of hierarchical consistency, and hence improved the team’s performance. However, power hierarchy had no significant impact on power struggle and team performance in the presence of a low level of hierarchical consistency. In Study 3, we found that power hierarchy was not significantly related to team performance when hierarchical consistency was high, while power was negatively related to team performance when hierarchical consistency was low.

Our study contributes to the literature in several ways. First, our findings help to reconcile the antithetical arguments and evidence in research on the relationship between power hierarchy and team performance. Although power hierarchy can increase team performance in the presence of high hierarchical consistency, it is likely to decrease team performance in the presence of low hierarchical consistency. Second, this study suggests that the legitimacy of a power hierarchy may be influenced by its alignment with a status hierarchy. Third, this study extends the research on hierarchical consistency. While contemporary studies focus on the effects of power and status consistency at an individual level, this study is among the first to introduce hierarchical consistency into group-level research and empirically test its important effect on the relationship between power hierarchy and team performance.

power hierarchy; hierarchical consistency; power struggle; team performance.

B849:C93

10.3724/SP.J.1041.2019.00366

2017-12-21

* 國家自然科學(xué)基金項目資助(No. 71772159, 71372056)。

謝小云, E-mail: xiexy@zju.edu.cn