仇 勇,李寶元,王文周

(1.北京工商大學(xué)商學(xué)院，北京 100048；2.北京師范大學(xué)人本發(fā)展與管理研究中心/經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，北京 100875)

一、引 言

在《財(cái)富》雜志500強(qiáng)企業(yè)中，80%企業(yè)有一半以上員工采用團(tuán)隊(duì)形式工作，希冀組建多樣化團(tuán)隊(duì)來應(yīng)對(duì)創(chuàng)新挑戰(zhàn)，但關(guān)于多樣化討論卻迷霧重重，究竟是能力互補(bǔ)、專家搭配更易創(chuàng)新，還是背景相似、語言共通更易合作？是拉幫結(jié)派更易協(xié)同，還是彼此異幟更易趕超？諸多兩難困境亟待解決。這之中首先要面對(duì)并極有可能是根源癥結(jié)的便是成員多樣化，多樣化是一柄雙刃劍，雖能帶來豐富信息和開闊視角使團(tuán)隊(duì)有效解決復(fù)雜問題，但也使凝聚力降低，合作難度增加[1]，隨著研究推進(jìn)，Thatcher等[2]發(fā)現(xiàn)，僅將屬性特征進(jìn)行單一考慮，而沒有結(jié)合起來分析可能是分歧的癥結(jié)所在。

在多樣化的時(shí)代訴求和矛盾困境驅(qū)動(dòng)下，團(tuán)隊(duì)斷層的討論便于20世紀(jì)末應(yīng)運(yùn)而生并迅速發(fā)展。在團(tuán)隊(duì)諸多研究成果中有關(guān)團(tuán)隊(duì)決策的分析尤為重要，如何才能提升團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量，更好達(dá)成團(tuán)隊(duì)目標(biāo)，對(duì)這一問題的解答至關(guān)重要。團(tuán)隊(duì)斷層為提升團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量提供一個(gè)新視角，團(tuán)隊(duì)構(gòu)成究竟會(huì)對(duì)團(tuán)隊(duì)運(yùn)行產(chǎn)生什么效應(yīng)？若存在團(tuán)隊(duì)斷層又會(huì)對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量產(chǎn)生什么樣的影響？作用的機(jī)制和邊界條件如何？這是本研究的核心命題。

本文的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：本研究有助于推進(jìn)團(tuán)隊(duì)多樣化理論的發(fā)展，厘清團(tuán)隊(duì)斷層影響團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量過程的黑箱和權(quán)變條件，從而有效地補(bǔ)充和豐富了團(tuán)隊(duì)斷層在中國(guó)文化情境下作用效應(yīng)的成果，對(duì)組織優(yōu)化人力資源配置提升團(tuán)隊(duì)運(yùn)作效能起到重要作用。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)團(tuán)隊(duì)斷層與團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量

團(tuán)隊(duì)斷層由Lau和Murnighan[3]提出，指由成員一個(gè)或者多個(gè)屬性特征引致的一組可能存在的分割線，將團(tuán)隊(duì)割裂成不同的亞群體。團(tuán)隊(duì)斷層側(cè)重從組合角度分析多樣性排列方式，當(dāng)多個(gè)屬性沿同向斷裂時(shí)，團(tuán)隊(duì)分化會(huì)與考察單個(gè)屬性不同，會(huì)產(chǎn)生穩(wěn)定的亞群體，影響團(tuán)隊(duì)一致性。團(tuán)隊(duì)與個(gè)體任務(wù)執(zhí)行的一個(gè)重要區(qū)別是決策方式，如何配置人員才能更好地發(fā)揮團(tuán)隊(duì)決策的優(yōu)點(diǎn)至關(guān)重要，Rico等[4]與陳悅明等[5]也逐步探索該問題。謝鳳華等[6]認(rèn)為，基于信息決策的分析顯示多樣化會(huì)增加信息的廣度，提升決策質(zhì)量。陳夢(mèng)媛[7]認(rèn)為，團(tuán)隊(duì)斷層會(huì)產(chǎn)生明顯的亞群體，改變信息流動(dòng)，基于社會(huì)認(rèn)同和自我類化理論分析不同亞群體形成了立足于各自立場(chǎng)的方案，在互動(dòng)決策中，分化雙方或多方會(huì)堅(jiān)持己方意見而形成沖突，決策過程會(huì)產(chǎn)生群體偏移，決策結(jié)果可能是利益妥協(xié)的產(chǎn)物，而非最佳方案。韓立豐[8]等的研究顯示，團(tuán)隊(duì)斷層會(huì)顯著降低團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

H1：團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量有消極影響。

(二)團(tuán)隊(duì)信任的中介作用

葛曉永等[9]認(rèn)為，信任是成員對(duì)彼此關(guān)系的認(rèn)知和體驗(yàn)，是對(duì)另一方行為意圖正向估計(jì)并相信對(duì)方不會(huì)對(duì)自身造成負(fù)面?zhèn)Φ男睦頎顟B(tài)。Bezrukova等[10]與Choi和Sy[11]認(rèn)為，團(tuán)隊(duì)斷層使團(tuán)隊(duì)分化，在社會(huì)認(rèn)同和自我類化的作用下，成員紛紛“站隊(duì)”，亞群體內(nèi)溝通協(xié)作更順暢，亞群體間沖突和不信任顯著增加，導(dǎo)致團(tuán)隊(duì)總體信任水平下降[12]。成員信任度越高越能進(jìn)行反思和信息分享，化解不利決策的因素。隨著信任水平的提升，彼此在知識(shí)分享以及對(duì)目標(biāo)一致性的認(rèn)同上會(huì)顯著提高，有利于形成共享價(jià)值體系[13]，減少因價(jià)值觀不同引致的凝聚力下降，影響團(tuán)隊(duì)決策。此外，歸因視角研究顯示，成員面對(duì)觀點(diǎn)分歧后建言的過程有差異，若信任程度較高，在面對(duì)觀點(diǎn)分歧時(shí)會(huì)傾向于任務(wù)導(dǎo)向歸因[14]，反之則傾向于人際導(dǎo)向歸因。實(shí)證研究普遍顯示，信任的提升會(huì)改善決策質(zhì)量。綜上所述，團(tuán)隊(duì)斷層會(huì)破壞成員間的信任使團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量下降。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

H2：團(tuán)隊(duì)信任中介了團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的消極影響。

(三)變革型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用

Kunze和Bruch[15]與董玉杰[16]已經(jīng)開始關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)團(tuán)隊(duì)斷層作用效果的影響，研究顯示變革型領(lǐng)導(dǎo)能夠減緩團(tuán)隊(duì)斷層的負(fù)向影響。當(dāng)團(tuán)隊(duì)中出現(xiàn)斷層時(shí)，群體凝聚力降低。如果領(lǐng)導(dǎo)以交易型姿態(tài)出現(xiàn)，會(huì)加劇對(duì)立[17]，斷層負(fù)向影響增強(qiáng)；如果領(lǐng)導(dǎo)以變革型姿態(tài)出現(xiàn)，通過智力激發(fā)、愿景激勵(lì)、領(lǐng)袖魅力以及個(gè)性化關(guān)懷等手段對(duì)成員進(jìn)行有效引導(dǎo)，能提高信任水平，亞群體對(duì)立被緩解，邊界逐步消融，合作會(huì)逐漸產(chǎn)生[18]。由于變革型領(lǐng)導(dǎo)注重以目標(biāo)愿景為手段引導(dǎo)員工，會(huì)不斷將成員個(gè)體目標(biāo)與團(tuán)隊(duì)乃至組織目標(biāo)勾連起來，減輕亞群體目標(biāo)存在感，使成員被亞群體所拉偏的目標(biāo)重回到團(tuán)隊(duì)目標(biāo)正軌上來，有助于團(tuán)隊(duì)認(rèn)同的重新構(gòu)建[19-20]，左右成員決策的出發(fā)點(diǎn)。此外，Nemanich和Vera[21]的研究顯示，變革型領(lǐng)導(dǎo)有助于知識(shí)分享和學(xué)習(xí)氛圍的構(gòu)建，保證多元觀點(diǎn)被充分討論，對(duì)提升決策質(zhì)量有益。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

H3a：變革型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)信任的消極影響。領(lǐng)導(dǎo)越傾向于采用變革型的領(lǐng)導(dǎo)方式，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)信任的消極影響越會(huì)被削弱。

H3b：變革型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的消極影響。領(lǐng)導(dǎo)越傾向于采用變革型的領(lǐng)導(dǎo)方式，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的消極影響越會(huì)被削弱。

綜合H2和H3所涉及的變量關(guān)系，進(jìn)一步推斷變革型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)團(tuán)隊(duì)信任的中介作用也會(huì)存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，由此提出一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介作用假設(shè)：

H4：變革型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)信任在團(tuán)隊(duì)斷層影響團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量過程中的中介作用。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)采用變革型領(lǐng)導(dǎo)方式時(shí)，團(tuán)隊(duì)信任對(duì)團(tuán)隊(duì)斷層與團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量之間的負(fù)向中介作用會(huì)削弱。

(四)容忍失敗的調(diào)節(jié)作用

畏懼失敗、避談失敗是很多組織的隱性規(guī)則，對(duì)失敗認(rèn)知不足，容忍程度更是不足，這一狀態(tài)在中國(guó)情境下表現(xiàn)尤甚。近年研究中發(fā)現(xiàn)，失敗在組織中不可規(guī)避，失敗才是常態(tài)。對(duì)于失敗認(rèn)知的轉(zhuǎn)變促使學(xué)者思考對(duì)待失敗的態(tài)度，也使實(shí)踐中對(duì)于失敗有了更多的理解和寬容。當(dāng)團(tuán)隊(duì)對(duì)于失敗的容忍程度較高時(shí)，會(huì)使員工在失敗后免于自責(zé)，減少使用印象管理進(jìn)行外部歸因，而尋找內(nèi)因，為失敗承擔(dān)責(zé)任，在失敗后盡快恢復(fù)，并通過從失敗中學(xué)習(xí)改善完成后續(xù)任務(wù)。但這些分析都基于團(tuán)隊(duì)是一個(gè)完整而沒有被割裂的整體，在存在團(tuán)隊(duì)斷層時(shí)，團(tuán)隊(duì)對(duì)失敗容忍程度較高，可能使亞群體競(jìng)爭(zhēng)底線更低，無論何種結(jié)果團(tuán)隊(duì)都能接受，而如果對(duì)失敗的容忍程度較低，亞群體雙方或多方均明白群體紛爭(zhēng)必須要在一個(gè)可控范圍內(nèi)，彼此還要加強(qiáng)溝通合作順利完成任務(wù)。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

H5a：容忍失敗會(huì)調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)信任的消極影響。對(duì)于失敗的容忍程度越高，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)信任的消極影響越會(huì)被增強(qiáng)。

H5b：容忍失敗會(huì)調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的消極影響。對(duì)于失敗的容忍程度越高，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的消極影響越會(huì)被增強(qiáng)。

綜合H2和H5所涉及的變量關(guān)系，筆者認(rèn)為，團(tuán)隊(duì)中容忍失敗的氛圍對(duì)團(tuán)隊(duì)信任的中介作用也會(huì)存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，由此提出一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介作用假設(shè)：

H6：容忍失敗氛圍會(huì)調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)信任在團(tuán)隊(duì)斷層影響團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量過程中的中介作用。當(dāng)容忍失敗的氛圍較高時(shí)，團(tuán)隊(duì)信任對(duì)團(tuán)隊(duì)斷層與團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量之間的負(fù)向中介作用會(huì)增強(qiáng)。

基于上述假設(shè)，本研究的概念模型如圖1所示。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究樣本

樣本源于北京市H區(qū)中小學(xué)校高層管理團(tuán)隊(duì)。中小學(xué)校高層管理團(tuán)隊(duì)指以校長(zhǎng)為核心的管理團(tuán)隊(duì)，通常包括校長(zhǎng)、書記、副校長(zhǎng)、副書記、各主要處(部/室)的處長(zhǎng)(主任)、年級(jí)長(zhǎng)(主任)等參加學(xué)校決策的成員，名單由校長(zhǎng)根據(jù)實(shí)際參與決策情況確定。問卷采用信封和檔案袋套裝，分校長(zhǎng)版本和團(tuán)隊(duì)成員版本。99所中小學(xué)校的837名成員給予了反饋，其中有87所學(xué)校高層管理團(tuán)隊(duì)的719名成員為有效樣本，團(tuán)隊(duì)有效率為87.9%。

(二)測(cè)量工具

本文選取團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量為因變量，團(tuán)隊(duì)斷層為自變量，團(tuán)隊(duì)信任為中介變量，變革型領(lǐng)導(dǎo)和容忍失敗為調(diào)節(jié)變量。

團(tuán)隊(duì)斷層。采用ASW測(cè)算，原因如下：其一，Meyer和Glenz[22]研究顯示其效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度良好。其二，ASW不局限于將團(tuán)隊(duì)分化形成兩個(gè)亞群體。其三，指標(biāo)提出者開發(fā)了相應(yīng)的工具，衛(wèi)旭華等[23]也選用這一指標(biāo)。遵從一般建議選用了性別、年齡、教育水平、組織內(nèi)年資和工作職能等變量。團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量。采用Janssen等[24]開發(fā)的量表，并結(jié)合國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究，特別是學(xué)校情境下的應(yīng)用，經(jīng)翻譯—回譯結(jié)果調(diào)整后共有3個(gè)題項(xiàng)，均為反向測(cè)量。團(tuán)隊(duì)信任。采用Mcallister[25]開發(fā)的量表，并結(jié)合國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究，特別是學(xué)校情境下的應(yīng)用，經(jīng)翻譯—回譯結(jié)果調(diào)整后共有6個(gè)題項(xiàng)。變革型領(lǐng)導(dǎo)。采用Podsakoff等[26]開發(fā)的量表，并結(jié)合Kirkman和Lowe[27]的研究和國(guó)內(nèi)相關(guān)研究調(diào)成一個(gè)較短版本，使用了3個(gè)核心行為測(cè)量條目，績(jī)效預(yù)期、個(gè)性化關(guān)懷和智力激發(fā)三個(gè)維度各使用了1個(gè)條目，共6個(gè)題項(xiàng)。容忍失敗。采用Danneels[28]開發(fā)的量表，結(jié)合學(xué)校情境下的應(yīng)用，經(jīng)翻譯—回譯結(jié)果調(diào)整后共4個(gè)題項(xiàng)，其中1個(gè)反向題項(xiàng)。

控制變量。本文將多樣化作為控制變量，類別和連續(xù)屬性特征分別采用Blau和CV值。根據(jù)以往的分析，還控制了團(tuán)隊(duì)規(guī)模。

所有測(cè)量條目采用Likert-6點(diǎn)量表。為了減少同源偏差，提高測(cè)量準(zhǔn)確度，團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量由領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)，而團(tuán)隊(duì)信任、變革型領(lǐng)導(dǎo)和容忍失敗由成員評(píng)價(jià)。

(三)信度檢驗(yàn)

信度檢驗(yàn)計(jì)算了條目CITC值和量表Cronbach’s α系數(shù)。容忍失敗兩個(gè)條目的CITC值較低被刪除，其余條目的CITC值均達(dá)到了較好水平。團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量(α=0.869)、團(tuán)隊(duì)信任(α=0.887)、變革型領(lǐng)導(dǎo)(α=0.867)和容忍失敗(α=0.720)的一致性系數(shù)均在0.700以上。

(四)效度檢驗(yàn)

團(tuán)隊(duì)信任、變革型領(lǐng)導(dǎo)以及容忍失敗由成員共同評(píng)價(jià)，結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1可知， 模型(1)(測(cè)量模型)擬合指標(biāo)均在良好范圍內(nèi)，競(jìng)爭(zhēng)模型的擬合指標(biāo)與測(cè)量模型相比都顯著變差，χ2檢驗(yàn)也顯示測(cè)量模型優(yōu)于競(jìng)爭(zhēng)模型，變量的區(qū)分度良好。

表1驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

注：模型(1)(三因子模型)：團(tuán)隊(duì)信任、容忍失敗、變革型領(lǐng)導(dǎo)；模型(2)(二因子模型)：團(tuán)隊(duì)信任+容忍失敗、變革型領(lǐng)導(dǎo)；模型(3)(二因子模型)：團(tuán)隊(duì)信任、容忍失敗+變革型領(lǐng)導(dǎo)；模型(4)(二因子模型)：團(tuán)隊(duì)信任+變革型領(lǐng)導(dǎo)、容忍失敗；模型(5)(單因子模型)：團(tuán)隊(duì)信任+變革型領(lǐng)導(dǎo)+容忍失敗。

采用AVE評(píng)價(jià)收斂效度，研究顯示三個(gè)變量CR值分別為團(tuán)隊(duì)信任(0.893)、變革型領(lǐng)導(dǎo)(0.876)和容忍失敗(0.725)，均大于0.700，AVE值分別為團(tuán)隊(duì)信任(0.584)、變革型領(lǐng)導(dǎo)(0.544)、容忍失敗(0.569)，均大于0.500，測(cè)量有較好的收斂效度，如表2所示。由表2可知，AVE的平方根均大于變量間皮爾森相關(guān)系數(shù)，變量間的區(qū)別效度良好。

表2區(qū)別效度分析

注：矩陣中下三角為變量之間的皮爾森相關(guān)系數(shù)(潛變量)，對(duì)角線上加粗的值為AVE的平方根。

(五)個(gè)體層次數(shù)據(jù)向團(tuán)隊(duì)層次數(shù)據(jù)聚合檢驗(yàn)

團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量由領(lǐng)導(dǎo)在團(tuán)隊(duì)層次上評(píng)價(jià)，團(tuán)隊(duì)信任、容忍失敗以及變革型領(lǐng)導(dǎo)為成員評(píng)價(jià)，需要將個(gè)體數(shù)據(jù)加總到團(tuán)隊(duì)層次上，而加總的前提是對(duì)匯聚是否有意義進(jìn)行評(píng)判，結(jié)果如表3所示。由表3可知，rwg均值和中位數(shù)均大于0.700，ICC(1)均大于0.050，ICC(2)均大于0.500，組間方差顯著大于組內(nèi)方差(P<0.001)，可以將由個(gè)體層次評(píng)價(jià)的數(shù)據(jù)加總向團(tuán)隊(duì)層次數(shù)據(jù)聚合。

表3數(shù)據(jù)聚合檢驗(yàn)

注：***表示P<0.001。

四、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)性分析如表4所示。由表4可知，團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量與團(tuán)隊(duì)斷層顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.215，P<0.050)，與團(tuán)隊(duì)信任顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.223，P<0.050)，初步支持了H1。變量間并未出現(xiàn)過高相關(guān)(r≥0.700)，可初步判斷并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表4描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)矩陣

注：+、*、**和***分別表示10%、5%、1%和1‰的顯著性水平，下同。

(二)主效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文采用分層線性回歸檢驗(yàn)主效應(yīng)和中介效應(yīng)，結(jié)果如表5所示。

表5逐步回歸分析結(jié)果

注：模型第1列均為非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)B及顯著性，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差，第2列為標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β。

由表5可知，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量有顯著的負(fù)向影響(模型4：β=-0.290，P<0.050)，主效應(yīng)成立，H1得到支持。在控制團(tuán)隊(duì)規(guī)模及異質(zhì)性的情況下，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)信任有顯著負(fù)向影響(模型2：β=-0.380，P<0.010)，對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量有顯著負(fù)向影響(模型4：β=-0.290，P<0.050)，而當(dāng)團(tuán)隊(duì)信任與團(tuán)隊(duì)斷層同時(shí)進(jìn)入回歸方程時(shí)，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的回歸系數(shù)由顯著變?yōu)椴伙@著(模型5：β=-0.180，P>0.050)，團(tuán)隊(duì)信任的回歸系數(shù)顯著(模型5：β=0.300，P<0.050)，根據(jù)依次檢驗(yàn)步驟可以判定團(tuán)隊(duì)信任在團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的影響過程中起完全中介作用，H2得到支持。方差膨脹因子(VIF)在1.070—1.720之間，說明不存在嚴(yán)重多重共線性，回歸結(jié)果可靠。

采用Bootstrap法分析中介效應(yīng)結(jié)果如表6所示。由表6可知，總效應(yīng)量為-2.420，置信區(qū)間為[-4.571,-0.269]，不包含0，即團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，進(jìn)一步支持H1。直接效應(yīng)的效應(yīng)量為-1.467，置信區(qū)間為[-3.651,0.717]，包含0，說明直接效應(yīng)路徑不顯著。而間接效應(yīng)的效應(yīng)量為-0.953，兩種方法的置信區(qū)間分別是[-2.265,-0.113]/[-2.414,-0.165]，均不含0，說明間接效應(yīng)路徑顯著，即團(tuán)隊(duì)信任的中介作用成立，H2得到了進(jìn)一步支持。

表6中介效應(yīng)檢驗(yàn)的Bootstrap分析a

注：a表示樣本的重置次數(shù)為5 000次；b表示該行值為采用百分位法(Percentile)來進(jìn)行中介效應(yīng)置信區(qū)間估計(jì)的結(jié)果；c表示該行值為采用偏差校正法(Bias Corrected)來進(jìn)行中介效應(yīng)置信區(qū)間估計(jì)的結(jié)果。

(三)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，分析變革型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，如表7所示。由表7可知，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)信任有顯著的負(fù)向影響(P<0.010)，而變革型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)團(tuán)隊(duì)信任有顯著的正向影響(P<0.001)，團(tuán)隊(duì)斷層和變革型領(lǐng)導(dǎo)的乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)并不顯著(P>0.050)，說明變革型領(lǐng)導(dǎo)在團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)信任的影響中并沒有起到調(diào)節(jié)作用，H3a沒有得到支持。當(dāng)因變量為團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量時(shí)，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量有顯著負(fù)向影響(P<0.050)，說明變革型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的影響處于正向邊界顯著(P<0.100)，團(tuán)隊(duì)斷層和變革型領(lǐng)導(dǎo)的乘積項(xiàng)對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量影響的回歸系數(shù)顯著(P<0.010)，置信區(qū)間為[1.991,11.549]，沒有包含0，即變革型領(lǐng)導(dǎo)在團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的影響中起調(diào)節(jié)作用，H3b得到支持。

表7變革型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

注：1.均為非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差；2.CI= Confidence Interval(置信區(qū)間)，水平95%。

采用相同方法分析容忍失敗的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果如表8所示。由表8可知，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)信任有顯著的負(fù)向影響(P<0.050)，容忍失敗對(duì)團(tuán)隊(duì)信任有顯著的正向影響(P<0.001)，兩者的乘積項(xiàng)對(duì)團(tuán)隊(duì)信任的影響顯著(P<0.050)，置信區(qū)間為[-3.584,-0.031]，并不包含0，容忍失敗在團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)信任的影響中起調(diào)節(jié)作用，H5a得到了支持。當(dāng)以團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量為結(jié)果變量時(shí)，團(tuán)隊(duì)斷層的負(fù)向影響顯著(P<0.050)，容忍失敗的影響不顯著，兩者乘積項(xiàng)對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的影響也并不顯著，置信區(qū)間包含0，容忍失敗在團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的影響中并沒有起到調(diào)節(jié)作用，H5b沒有得到支持。

表8容忍失敗的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

(四)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)對(duì)兩個(gè)調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，探索了容忍失敗在團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的影響中是否存在被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(H6)，結(jié)果如表9所示。由表9可知，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量影響直接效應(yīng)路徑的置信區(qū)間為[-3.651,0.717]，包含0，直接效應(yīng)路徑并不顯著。當(dāng)容忍失敗處于均值以下一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，間接效應(yīng)路徑置信區(qū)間為[-1.570,0.487]，包含0，此時(shí)間接效應(yīng)并不顯著，而當(dāng)容忍失敗處于均值及均值以上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，間接效應(yīng)置信區(qū)間分別為[-1.795,-0.078]和[-2.648,-0.242]，均不包含0，間接效應(yīng)成立，即團(tuán)隊(duì)斷層通過團(tuán)隊(duì)信任的中介對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量產(chǎn)生影響。被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)置信區(qū)間為[-3.502,-0.078]，不包含0，說明被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)成立，H6得到支持。

表9被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)路徑分析

注：Mean為調(diào)節(jié)變量的均值，SD為調(diào)節(jié)變量的標(biāo)準(zhǔn)差。

五、結(jié)論和啟示

團(tuán)隊(duì)人力資源配置已不是測(cè)算性別比例、年齡構(gòu)成和職稱分布等單一特征能夠全面反映的，從更綜合的視角聯(lián)合考慮人員配置的有效性至關(guān)重要。本文建構(gòu)了團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的影響模型，并挖掘了團(tuán)隊(duì)信任在其影響中的間接效應(yīng)，從變革型領(lǐng)導(dǎo)和容忍失敗兩個(gè)視角探討了其作用邊界，得出如下結(jié)論和啟示。

(一)團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量有消極影響，多樣化配置的方式值得探討

研究顯示，團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量有負(fù)向影響，是透過團(tuán)隊(duì)信任的中介發(fā)揮作用的。團(tuán)隊(duì)斷層的出現(xiàn)會(huì)使得團(tuán)隊(duì)被割裂影響成員間的互動(dòng)關(guān)系，特別是割裂后所產(chǎn)生的不同亞群體之間會(huì)形成潛在對(duì)立，致使信任減弱，合作難度增大，造成決策質(zhì)量下降。團(tuán)隊(duì)斷層研究提供了一個(gè)新的人力資源配置評(píng)價(jià)指針，除了要注重不同屬性特征的配比之外，還要對(duì)不同屬性特征進(jìn)行聯(lián)合考慮，如果忽視這種聯(lián)合效應(yīng)，可能會(huì)造成為了改善團(tuán)隊(duì)同質(zhì)性，而不斷追求差異化的人員招聘條件，結(jié)果可能是同質(zhì)性在表面上減弱，實(shí)際上如果把不同特征綜合考慮，其結(jié)果是原有成員之間的同質(zhì)性加強(qiáng)，新進(jìn)人員之間的同質(zhì)性較強(qiáng)，但是不同批次成員間的異質(zhì)性更強(qiáng)，使團(tuán)隊(duì)產(chǎn)生亞群體不利于協(xié)作。除了引進(jìn)人員可能會(huì)產(chǎn)生團(tuán)隊(duì)斷層外，日常構(gòu)建任務(wù)導(dǎo)向型的團(tuán)隊(duì)中，形成團(tuán)隊(duì)斷層的可能性也廣泛存在。如果只關(guān)注不同特征人員所占比例，忽視多重特征聯(lián)合分布，則很有可能會(huì)使人員配置誤入歧途。

(二)變革型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)削弱團(tuán)隊(duì)斷層的消極影響，應(yīng)注重強(qiáng)化激發(fā)員工內(nèi)在的工作動(dòng)機(jī)

研究顯示，變革型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)削弱團(tuán)隊(duì)斷層對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的負(fù)向影響。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)越傾向于變革型時(shí)，越有可能扭轉(zhuǎn)團(tuán)隊(duì)斷層的負(fù)向影響，團(tuán)隊(duì)能夠充分利用因亞群體分化而產(chǎn)生的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，使得決策質(zhì)量得以提升，化劣態(tài)為優(yōu)勢(shì)。變革型領(lǐng)導(dǎo)通過喚醒員工內(nèi)在對(duì)工作意義的認(rèn)可，重新架構(gòu)起較高水平的團(tuán)隊(duì)認(rèn)同，勾連個(gè)體目標(biāo)和團(tuán)隊(duì)目標(biāo)，促使員工奮發(fā)向上作出更多奉獻(xiàn)。變革型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)有效化解團(tuán)隊(duì)斷層導(dǎo)致的不和諧，成員會(huì)更自發(fā)地完成工作，并在日?；顒?dòng)以及決策中有效進(jìn)行知識(shí)分享。領(lǐng)導(dǎo)的個(gè)性化關(guān)懷能使員工的心理安全感得到提升，激發(fā)員工信任，修復(fù)因斷層所帶來的隱性“裂痕”。

(三)容忍失敗氛圍會(huì)增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)斷層的消極影響，團(tuán)隊(duì)文化的打造要因地制宜

近年來隨著組織之間競(jìng)爭(zhēng)加劇，人們對(duì)于失敗的認(rèn)識(shí)由淺入深，由消極化為積極，由規(guī)避轉(zhuǎn)向利用，越來越多的管理者在組織中創(chuàng)建容忍失敗的氛圍。但研究顯示，容忍失敗不但不會(huì)削弱團(tuán)隊(duì)斷層的負(fù)向影響，反而會(huì)因團(tuán)隊(duì)對(duì)失敗容忍程度的不斷提高，使成員之間的信任感降低，導(dǎo)致對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的消極影響增強(qiáng)，這一結(jié)論雖與理論預(yù)期相同但值得深入探討。

容忍失敗會(huì)使得團(tuán)隊(duì)中因?yàn)閬喨后w分割而產(chǎn)生的爭(zhēng)斗程度受到影響。如果對(duì)失敗的容忍程度較低，此時(shí)雖然團(tuán)隊(duì)中因斷層而產(chǎn)生的亞群體會(huì)形成彼此之間的競(jìng)爭(zhēng)，但由于團(tuán)隊(duì)存在較高水準(zhǔn)的“輸出紅線”，成員在紛爭(zhēng)過程中仍會(huì)保留完成工作的底線，所有亞群體都清晰地認(rèn)識(shí)到失敗是不能夠被接受的，擱置爭(zhēng)議，共同向前乃必由之路；相反，如果對(duì)失敗的容忍程度較高，亞群體之間的競(jìng)爭(zhēng)便會(huì)肆無忌憚，合作會(huì)更加困難，最終往往是多敗俱傷，任務(wù)無法高質(zhì)量完成。研究結(jié)論提示管理者，并非所有的積極行為都會(huì)收到積極成效，如果團(tuán)隊(duì)中因人員配置而產(chǎn)生較為明顯的亞群體時(shí)，容忍失敗可能成為斗爭(zhēng)的保護(hù)傘，領(lǐng)導(dǎo)設(shè)法彌合人際裂痕的同時(shí)要提高對(duì)團(tuán)隊(duì)產(chǎn)出成果的關(guān)注程度，依據(jù)團(tuán)隊(duì)人員配置情況審慎塑造團(tuán)隊(duì)氛圍對(duì)于團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的提升至關(guān)重要。