摘要:基于相关理论，构建了关系治理与组织文化差异和初始共同善意信任的概念模型。通过问卷调查得到202份有效样本，运用实证研究，并借助AMOS和SPSS软件对数据进行了分析。结果发现:管理风格差异对关系治理无显著负向影响，而组织反应差异对关系治理具有显著负向影响;初始共同善意信任对管理风格差异与关系治理的关系不具有显著的调节作用，而对组织反应差异与关系治理的关系具有显著的调节作用。
关键词:联盟;组织文化;信任;关系治理
DOI:10．13956/j．ss．1001－8409．2016．01．11 中图分类号:F276;F272 文献标识码:A 文章编号:1001－8409(2016)01－0046－04
建筑业不同于一般的工业行业，其更依赖于异地(Off－site)制造(包括设计和采购)及场内(On－site)生产装配和服务支持的中小型企业［1］。过多的市场化参与主体，增加了交易成本，降低了管理效率。与此同时为了应对激烈的竞争环境、复杂的施工技术和多样化的业主需求，建筑领域中越来越多的企业参与到联盟中来(比如业主与设计、施工单位联盟)。基于学习方法和知识、社会资本、形成网络管理等原因，建筑领域的企业之间可能会保持联盟合作关系［2］。但有一些联盟并没有满足合作伙伴的期望，或者是因为某些原因失败了。有学者指出忽视联盟伙伴的组织文化差异(CulturalDifferences)是导致联盟失败的重要原因之一［3］。另外，一些研究指出利用合理的联盟治理模式(如契约治理和关系治理)来平衡联盟伙伴之间的利益关系，最大限度地提高联盟成功的概率［4］。相对于股权联盟，非股权联盟在建筑行业的应用更加普遍，联盟伙伴之间的合作主要通过联盟契约内容来体现。由于联盟契约的不完全性，加上契约双方对于交易结果只能在事后观察，因此，实际的履约过程更多地依赖关系治理。关系治理能够起到降低交易成本和减少交易风险的作用［5］，它是一种非成文的治理方式，更适合于有着几千年文化积淀的中国人。在一个普遍注重人情关系的国家里，企业在组建联盟时，对于联盟合作伙伴的选择往往不是严格按照联盟的特定目标对大量潜在合作伙伴进行评估，而是直接将目标锁定为朋友、熟人等特殊关系群体，实际上这些特殊群体之间的关系表现为初始善意信任关系。初始善意信任在一定程度上降低了伙伴间的交易风险，进而影响企业联盟契约的选择［6］。之前的一些研究将信任看作是单方面信任［7］，而联盟伙伴彼此相互形成的初始共同善意信任才会最终对伙伴之间的沟通、交流等产生决定性影响。因此，本文依托相关研究理论，以关系治理为因变量、组织文化差异为自变量、初始共同善意信任为调节变量，构建它们之间关系的概念模型，并运用202份问卷调查数据对研究假设进行实证检验，以期得到为建筑行业联盟管理层提供联盟伙伴选择及关系治理实施程度决策参考的研究成果。
1理论基础与研究假设
1.1组织文化差异与关系治理
组织文化可以被定义为一组复杂的价值观、信念、承诺和符号，解释一个企业管理交易的方式［8］。本文专注于可以由观测结果证实的相关维度，包括交易伙伴在管理风格和组织反应上的差别性［9］。管理风格是组织管理层或个人文化的组成部分［10］，包括管理团队对风险的态度、决策方式、控制和交流方式。比如有的企业依赖正式规则制度和严格的控制，而另外的企业则注重经验法则及保持灵活性。管理风格对每个组织都是唯一的，如果联盟伙伴之间的管理风格存在较大差异，当企业加入联盟时，联盟管理风格就可能会出现以下三种情况:要么不确定、要么反映折中方案、要么偏向强势伙伴的风格［8］。无论采取哪种方式来应对管理风格差异，都可能会导致沟通交流困难，甚至引发冲突，不利于联盟关系治理。因此提出假设:H1:管理风格差异对关系治理具有显著的负向影响。组织反应是指一个企业对外部实体和环境中发生事件的反应。不同组织的成员对外在环境的态度是不同的［11］。联盟伙伴对外部环境反应的不一致性给关系治理带来了直接的影响。例如，如果一个企业的思想是开放的和信任他人的，当其合作伙伴在与他人交易中是猜疑的或虚伪的，双方可能不会保持互惠互利，共同的愿望难以实现。合作需要态度和信息的交换［12］，当伙伴在分享信息或接受外人建议的倾向不同时，他们之间会变得不信任和拒绝承诺，不利于联盟企业间的团结合作及信息交流，甚至使联盟企业之间产生矛盾和冲突。因此提出假设:H2:组织反应差异对关系治理具有显著的负向影响。
1.2初始共同善意信任的调节作用
初始共同善意信任是相信联盟合作伙伴彼此都是善意的、有责任的、可靠的和正直的［13］，其程度越高，伙伴彼此间的互相调整和协调将变得容易，这样有利于信息等资源的交流共享，从而可以有效地避免冲突，节约企业和联盟的交易成本。相反，在联盟伙伴组织文化差异较大的情况下，如果伙伴间缺乏初始共同善意信任，他们就会暗地里采取一些不正当或不公平的行为，不愿意与对方分享信息，甚至故意做出一些对合作伙伴不利的行为，使伙伴间的冲突进一步激化。初始共同善意信任的出现可以使联盟成员增强沟通，及时解决冲突，融合各自的利益目标，克制自己的投机行为，从而降低伙伴间的关系风险［14］。由此，提出假设:H3:初始共同善意信任对管理风格差异与关系治理之间的关系具有调节作用。H4:初始共同善意信任对组织反应差异与关系治理之间的关系具有调节作用。综合以上分析，可以得到组织文化差异、初始共同善意信任与关系治理的概念模型(图1)。
2研究方法
2.1数据收集及分析方法
以重庆、成都、深圳、广州等几个城市建筑行业的企业联盟为对象，通过实地调查、网上调查、MBA班学员调查等形式，发放问卷800多份，收回319份(回收率约39.88%)。为了在一定程度上保证实证分析结果的可靠性，首先从多角度对收回问卷的有效性进行判断，剔除无效问卷后得到问卷202份(有效率63.32%)，达到研究要求。运用SPSS17.0和AMOS18软件对量表进行信度和效度检验，最后利用SPSS17.0对研究假设进行验证。
2.2量表设计
采用Likert5级量表法对变量的每个测量指标所对应的问题进行量化，其中1代表“完全不同意”，5代表“完全同意”，2～4分别代表的同意程度依次增大。具体的量表设计为:(1)因变量———关系治理(RG)。参考Heide和John［15］等的相关研究对关系治理进行刻画和测度，包括灵活性(FL)、信息交换(IE)、团结(SO)3个测度。(2)自变量———组织文化差异(OCD)。参考Lavie、Haunschild和Khanna［9］等人的研究成果，分别对管理风格差异(MSD)和组织反应差异(ORD)进行测度。(3)调节变量———初始共同善意信任(IMGT)。参考Zaheer、McEvily和Perrone［16］等的研究成果，用4个指标对初始共同善意信任进行测度。基于可操作性、联盟双方的善意信任差异的思考，利用公式IMGT=IGTF+IGTP－|IGTF－IGTP|进行计算［7］。其中，IMGT代表初始共同善意信任;IGTF代表企业的单方初始善意信任;IGTP代表联盟伙伴的单方面初始善意信任。(4)控制变量。由于所收集的调查数据来源于多个地区，因此对区域(AREA)变量加以控制，引入0－1虚拟变量。另外，规模的差异性(SD)、资产专用性(AS)也会影响联盟治理，因此它们均作为控制变量。
3数据分析
3.1信度与效度分析
具有一定可靠性和效度的量表是进行实证研究的基础。如表1，Cronbachs'α系数均在0.7以上、CITC均大于0.5，说明量表具有一定的稳定性和可靠性。本文量表大多采用已有文献的量表，因此量表具有较好的内容效度。表2显示，各指标的因子载荷(除AS和IE外)均大于0.71、个别信度(除AS和IE外)均大于0.5，达到要求，AVE均大于推荐值0.5，CR基本达到0.8的建议值。虽然有两个因子荷载及信度未达到要求值，但基于其具有较强的理论意义，予以保留。表3中所有变量AVE的平方根均大于其与其他变量的相关系数，满足判别效度条件。
3.2模型分析
本文采用SPSS17.0软件进行层级回归分析，在调节作用检验前首先对变量进行中心化处理。3.2.1组织文化差异对关系治理的影响分析从表4中可以看出，关系治理(RG)对各变量进行回归分析，得到各模型的F值均在1‰水平上显著，模型回归效果较好。由Model1得到，规模差异(SD)和区域(AREA)对关系治理(RG)影响并不显著，而资产专用性(AS)对关系治理(RG)有显著的负向影响。Model2中关系治理(RG)对管理风格差异(MSD)和组织反应差异(ORD)的回归系数分别为－0.016(P＞0.05)和－0.226(P＜0.05)，假设H1未通过验证，假设H2通过了验证。3.2.2初始共同善意信任的调节作用分析Model3在Model2的基础上加入初始共同善意信任(IMGT)变量，Model4则是在Model3基础上加入管理风格差异与初始共同善意信任的交叉项(MSD×IMGI)以及组织反应差异与初始共同善意信任的交叉项(OGD×IMGT)。实证结果显示:当在Model3的基础上加入交叉项后，Model4的R2为0.275，提高了0.049，说明Model4比Model3具有更强的解释力度。管理风格差异与初始共同善意信任的交叉项、组织反应差异与初始共同善意信任的交叉项系数分别为0.081(P＞0.05)、0.177(P＜0.05)，因此，初始共同善意信任对组织反应差异与关系治理之间的关系具有显著的调节作用，而初始共同善意信任对管理风格差异与关系治理之间的关系不具有显著的调节作用，即假设H3未通过验证，假设H4通过了验证。
4研究结论与启示
本文考察了建筑行业非股权联盟的组织文化差异对关系治理的影响以及初始共同善意信任的调节作用。第一，对于建筑行业的非股权联盟而言，比如工程建设方与承包方具有相似的对外反应态度，合作伙伴彼此会更容易被理解，沟通顺利、信息通畅，利于信息交换和团结合作。相反，合作伙伴之间如果组织反应差异性过大，由于文化的粘性，使联盟伙伴彼此调整固有的文化风格是非常困难的，他们之间的沟通和交流受到阻碍，不利于关系治理。而管理风格差异对关系治理的影响并不显著，这可能由于联盟成立初期合作伙伴彼此很难识别出组织内部管理风格上的差异，或者由于非股权联盟的合作程度较低，合作伙伴只要对外反应保持一致性即可，对于伙伴内部管理风格上的差异，大家并不关注，或者认为也没关注的必要。因此，在建筑行业建立非股权联盟的管理者应认真考虑联盟伙伴对外部环境反应的组织反应差异性，不应选择差异较大的企业作为自己的联盟合作伙伴。第二，从实证研究结果来看，当联盟双方意识到他们之间存在明显的管理风格差异时，不会因为各合作主体之间存在较高的初始共同善意信任而降低关系治理的程度。与初始共同善意信任不能降低客观存在的管理风格差异不同，由于组织反应本身包括企业对外部合作伙伴的态度及信任水平［9］，组织反应的差异会因较高初始共同善意信任的存在而被降低，因此其调节作用是显著的。作为深深嵌入在企业内部的管理风格，难以通过初始共同善意信任去改变长期积淀被企业全体成员普遍认可和接受的精神世界，其调节作用是不显著的。因此，对于建筑行业的企业管理者来说，在联盟初期，如果能与联盟合作伙伴建立较高的共同善意信任关系，那么组织对外反应差异对关系治理的负向影响将会有所减弱。因此，企业在建立联盟前，应加强与拟合作伙伴的沟通和交流，尽可能提高初始共同善意信任水平。
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作者：赵艳玲 龙勇 单位：重庆大学 建设管理与房地产学院 经济与工商管理学院