祝愛(ài)民， 石曉姣， 于麗娟， 侯佳妮

(沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院， 沈陽(yáng) 110870)

團(tuán)隊(duì)模式由于高效性被普遍認(rèn)可，企業(yè)希望通過(guò)團(tuán)隊(duì)模式提高企業(yè)效率和經(jīng)營(yíng)績(jī)效。在團(tuán)隊(duì)模式中，其行為會(huì)受到許多方面因素的影響。目前有關(guān)決策效果的大部分研究都集中在管理者屬性對(duì)決策效果的影響方面，然而Carpenter、Geletkanycz和Sanders在其對(duì)決策效果的研究中共同提出了管理團(tuán)隊(duì)的修正模型，用管理團(tuán)隊(duì)特征的代理理念(認(rèn)知、技能、行為等)來(lái)代替人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征[1]。目前，對(duì)于管理團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力與決策效果的關(guān)系尚沒(méi)有系統(tǒng)性的研究。管理團(tuán)隊(duì)的高效運(yùn)作是提高企業(yè)績(jī)效的基本前提，成員自身因素的特殊性對(duì)團(tuán)隊(duì)整個(gè)運(yùn)作過(guò)程起著關(guān)鍵的作用，所以將管理團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力作為研究對(duì)象具有重要的價(jià)值。

近些年，對(duì)管理團(tuán)隊(duì)的研究側(cè)重于團(tuán)隊(duì)的成員組成、決策運(yùn)作過(guò)程對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，但是我國(guó)學(xué)者關(guān)于這兩個(gè)影響因素的探究大部分是基于西方的經(jīng)典理論并運(yùn)用準(zhǔn)則式的方法進(jìn)行的，對(duì)三者間的關(guān)系闡釋得還不是非常透徹[2]。目前大多數(shù)專家都承認(rèn)在團(tuán)隊(duì)決策的過(guò)程與其取得的結(jié)果之間確實(shí)存在某種因果關(guān)系，也就是說(shuō)更優(yōu)的決策過(guò)程會(huì)產(chǎn)生更好的結(jié)果(Peterson[3]，1997；Nemeth等，1989[4])。如果管理團(tuán)隊(duì)能夠很好地將自身優(yōu)勢(shì)與行為整合在一起，那么其決策能力與協(xié)調(diào)能力將得到充分的發(fā)揮，最終取得非?？捎^的決策效果。反之，如果管理團(tuán)隊(duì)不能很好地將自身優(yōu)勢(shì)融入到管理團(tuán)隊(duì)決策的行為過(guò)程中，很容易導(dǎo)致團(tuán)隊(duì)出現(xiàn)消極的思維模式，導(dǎo)致判斷失誤、成員不愿意參與決策等消極現(xiàn)象，最終出現(xiàn)決策效率低和決策效果差的后果。

團(tuán)隊(duì)的核心內(nèi)涵在于成員之間目標(biāo)的一致性，即做到資源、行為的有效整合。其中行為的有效整合是團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，反映著團(tuán)隊(duì)工作的有效性。20世紀(jì)末，Smith等學(xué)者第一次提出了行為整合的概念并對(duì)其進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征對(duì)企業(yè)績(jī)效實(shí)際上并沒(méi)有直接的影響作用，大多數(shù)是以溝通交流與社會(huì)整合等過(guò)程變量作為橋梁來(lái)起作用。Hambrick在經(jīng)過(guò)數(shù)年的研究后提出了“行為整合”的聚合構(gòu)想，把對(duì)管理團(tuán)隊(duì)的相關(guān)研究引向更富于實(shí)質(zhì)的領(lǐng)域。如何提高團(tuán)隊(duì)行為整合程度?如何提升決策效果?如何借助團(tuán)隊(duì)過(guò)程變量的中介作用來(lái)對(duì)決策的內(nèi)在機(jī)制展開(kāi)探究?本文基于高階理論，以管理團(tuán)隊(duì)特征變量(認(rèn)知能力)為切入點(diǎn)，對(duì)行為整合的概念加以界定，探討認(rèn)知能力如何通過(guò)行為整合進(jìn)而影響決策效果。

一、理論分析與假設(shè)提出

決策效果是能夠充分說(shuō)明管理者決策能力的一項(xiàng)指標(biāo)。在復(fù)雜多變的環(huán)境下管理者一方面會(huì)受到外界環(huán)境的影響，另一方面還會(huì)受到自身主觀和客觀因素的影響。管理者通過(guò)自身認(rèn)知結(jié)構(gòu)對(duì)外界因素進(jìn)行判斷和認(rèn)知，并在團(tuán)隊(duì)交流、合作中達(dá)成共識(shí)[5]。首先從理論上分析管理團(tuán)隊(duì)由于受到認(rèn)知能力的限制如何影響決策效果，然后分析行為整合在認(rèn)知能力與決策效果之間的作用。

(1) 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)決策效果的影響。團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力是指成員在對(duì)信息處理時(shí)是否可以在復(fù)雜的外部環(huán)境中快速獲取有價(jià)值的情報(bào)信息，同時(shí)在團(tuán)隊(duì)決策中將認(rèn)知信息進(jìn)行共享利用。Cacioppo、Petty和Feinstein等[6]指出不同個(gè)體的認(rèn)知能力是有一定差異的，又如Wofford[7]所言，相比于認(rèn)知能力低的員工，那些認(rèn)知能力較高的員工在處理問(wèn)題時(shí)往往會(huì)有更多的思路，工作起來(lái)更加游刃有余，獲得更高的業(yè)績(jī)。與此同時(shí)，以認(rèn)知為基礎(chǔ)的決策效果研究指出認(rèn)知上的差異性和決策效果之間存在一種線性關(guān)系[8]。本文借鑒Mason等學(xué)者[9-10]將團(tuán)隊(duì)沖突按照不同的傾向劃分成認(rèn)知(工作)沖突和情緒(社交)沖突，將團(tuán)隊(duì)認(rèn)知分為理性認(rèn)知和感性認(rèn)知兩個(gè)維度。事實(shí)上，不管是理性認(rèn)知還是感性認(rèn)知，即使使用的處理手段與認(rèn)知依據(jù)有所不同，其終極目標(biāo)也都是一樣的，即改善決策效果。

理性認(rèn)知是指管理團(tuán)隊(duì)運(yùn)用比較詳盡的調(diào)查數(shù)據(jù)，以真實(shí)的統(tǒng)計(jì)信息為分析依據(jù)，對(duì)輸入系統(tǒng)中的數(shù)據(jù)進(jìn)行理性判斷、加工處理與選擇決策的整個(gè)過(guò)程。針對(duì)時(shí)間跨度決策效果的研究發(fā)現(xiàn)：雖然理性認(rèn)知在提升決策效果方面有很顯著的成效，但因?yàn)槠渲饕蕾嚱y(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的收集，所以其最大的缺點(diǎn)是時(shí)效性較差。除此之外，針對(duì)有關(guān)決策效果結(jié)果要素的研究發(fā)現(xiàn)，從組織績(jī)效的角度看，由于財(cái)務(wù)管理系統(tǒng)本身具有嚴(yán)格的邏輯性，再加上以數(shù)字和圖表為信息展現(xiàn)的方式，需要管理者有較高的理性認(rèn)知水平，不能完全憑借直覺(jué)和以往的經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行判別和認(rèn)知。

而感性認(rèn)知?jiǎng)t是指管理團(tuán)隊(duì)?wèi){借以往的經(jīng)驗(yàn)、依靠直覺(jué)對(duì)輸入系統(tǒng)中的信息進(jìn)行感性判斷、加工處理與選擇決策的整個(gè)過(guò)程。在某些情況下，感性認(rèn)知能夠很好地彌補(bǔ)理性認(rèn)知的缺點(diǎn)，然而，正如長(zhǎng)時(shí)間在實(shí)際工作中對(duì)經(jīng)驗(yàn)主義的批判，依賴經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行認(rèn)知判斷，主觀性較強(qiáng)，通常情況下得不到預(yù)想的決策效果。但又如德魯克針對(duì)管理有效性所提出的觀點(diǎn)：做正確的事要比正確地做事重要得多。由此可見(jiàn)，未經(jīng)過(guò)理性認(rèn)知進(jìn)行的判別，雖然同樣是以決策效果的改善為目標(biāo)，但結(jié)果也僅僅是正確地做事而已。

基于此，本文提出假設(shè)：

H1管理團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力顯著影響決策效果

H1a感性認(rèn)知對(duì)決策效果有積極影響

H1b理性認(rèn)知對(duì)決策效果有積極影響

(2) 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)行為整合的影響。心理學(xué)家通過(guò)長(zhǎng)期的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的感性認(rèn)知常常會(huì)對(duì)其隨后的行為帶來(lái)一定的影響，而且這種影響會(huì)通過(guò)傳遞的方式迅速擴(kuò)散到整個(gè)團(tuán)隊(duì)中，進(jìn)而影響團(tuán)隊(duì)的感性認(rèn)知。由此可見(jiàn)，個(gè)體與團(tuán)隊(duì)的感性認(rèn)知是彼此作用的。然而當(dāng)二者之間出現(xiàn)偏差時(shí)，影響就顯而易見(jiàn)了，如果個(gè)體的感性認(rèn)知強(qiáng)度比團(tuán)隊(duì)的大，那么團(tuán)隊(duì)感性認(rèn)知就會(huì)受個(gè)體感性認(rèn)知的影響發(fā)生一定的改變；如果個(gè)體的感性認(rèn)知強(qiáng)度比團(tuán)隊(duì)的小，那么團(tuán)隊(duì)感性認(rèn)知就會(huì)影響個(gè)體感性認(rèn)知使其進(jìn)行自我修正，最終和團(tuán)隊(duì)感性認(rèn)知相匹配。屈仁均(2007)在對(duì)團(tuán)隊(duì)進(jìn)行研究時(shí)發(fā)現(xiàn)，不融洽的氣氛通常會(huì)對(duì)成員間的交流、分享信息等行為產(chǎn)生一定程度的影響，進(jìn)而導(dǎo)致共享的信息數(shù)量少、質(zhì)量差[11]。此外，朱少英、齊二石和徐渝(2008)在其研究中指出，團(tuán)隊(duì)感性認(rèn)知對(duì)他們的共享行為具有一定的促進(jìn)作用。事實(shí)證明，理性認(rèn)知會(huì)影響一個(gè)人的價(jià)值觀，價(jià)值觀不同，其看待事物的角度和處理方式也會(huì)存在一些差別，所以對(duì)待事情的態(tài)度也就不盡相同。同理，理性認(rèn)知也會(huì)影響一個(gè)團(tuán)隊(duì)的價(jià)值觀，有可能促使其處理事情的風(fēng)格更加傾向于理性，進(jìn)而促進(jìn)成員間的溝通、交流以及共享行為。

綜上所述，本文提出假設(shè)：

H2管理團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力正向影響團(tuán)隊(duì)行為整合

H2a感性認(rèn)知正向影響團(tuán)隊(duì)行為整合

H2b理性認(rèn)知正向影響團(tuán)隊(duì)行為整合

(3) 行為整合對(duì)決策效果的影響。著名學(xué)者姚振華和孫海法(2010)將行為整合的構(gòu)念界定為團(tuán)隊(duì)中的成員主動(dòng)進(jìn)行溝通交流、自愿分享信息并積極參與決策制定的行為過(guò)程[12]。因?yàn)槿祟惖睦硇允怯邢薜模悦總€(gè)決策者的認(rèn)知都存在一定的局限性。為了使認(rèn)知能力充分發(fā)揮其功能，決策者就必須考慮全面性作出決策，而不可能僅靠單一的標(biāo)準(zhǔn)或方法作出決策。決策過(guò)程中最重要的行為就是信息的有效獲取與共享利用，這一論斷是團(tuán)隊(duì)決策研究的核心出發(fā)點(diǎn)[13-16]。Knippenberg等學(xué)者認(rèn)為決策效果提升的基本條件是對(duì)與決策效果有密切聯(lián)系的信息進(jìn)行詳細(xì)闡述，簡(jiǎn)言之就是團(tuán)隊(duì)內(nèi)部有效交換、探討以及整合相關(guān)信息[17]?；诖?，本文參考了學(xué)者們對(duì)行為整合維度劃分的不同觀點(diǎn)，將其進(jìn)一步劃分為合作行為、決策參與和有效溝通。

Leifer和Mills通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，有效合作能夠大幅度加快團(tuán)隊(duì)處理信息的進(jìn)程，使人力資源得到最優(yōu)配置，進(jìn)而保證團(tuán)隊(duì)及時(shí)高效地完成互助性工作，最終提升決策效果。Sarin和Dermott認(rèn)為，團(tuán)隊(duì)中的成員積極加入到?jīng)Q策制定的隊(duì)伍中可以激發(fā)成員提出更多新觀點(diǎn)，促進(jìn)知識(shí)共享，提高成員處理問(wèn)題的能力，最終使決策效果得到明顯改善。Tsai和Ghoshal指出，團(tuán)隊(duì)成員通過(guò)頻繁的溝通進(jìn)行觀點(diǎn)交換，一方面提高了溝通頻率，另一方面增強(qiáng)了成員間的信任感與合作精神，全面反映每個(gè)成員對(duì)決策方案的真實(shí)態(tài)度和觀點(diǎn)，進(jìn)而提高資源整合的水平，增強(qiáng)決策效果。

因此，本文提出假設(shè)：

H3管理團(tuán)隊(duì)行為整合正向影響決策效果

(4) 行為整合中介作用的影響。團(tuán)隊(duì)成員的背景經(jīng)歷，以及在其基礎(chǔ)上逐漸形成的認(rèn)知與動(dòng)機(jī)等，都是影響決策效果的重要因素。陳權(quán)等人(2014)通過(guò)對(duì)決策過(guò)程的研究，提出了管理團(tuán)隊(duì)特征對(duì)決策績(jī)效影響模型，并在該模型中以行為整合作為二者影響作用的中介變量[18]。管理領(lǐng)域中，有一些關(guān)于認(rèn)知能力對(duì)決策效果的影響研究，然而對(duì)二者間中介變量的研究卻很少。目前，團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力如何影響決策效果的過(guò)程的研究還不完善。雖然學(xué)者們已經(jīng)加入沖突等過(guò)程變量來(lái)分析二者間的關(guān)系，而事實(shí)上行為整合才是真正打開(kāi)“黑箱”的鑰匙。進(jìn)行行為整合的團(tuán)隊(duì)可以更好地共享知識(shí)并且更樂(lè)意參與到?jīng)Q策過(guò)程中，最終會(huì)使決策效果得到明顯提升[19]。Hambrick曾在其研究中把行為整合作為解釋管理團(tuán)隊(duì)特征與團(tuán)隊(duì)績(jī)效的中介變量，并通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)團(tuán)隊(duì)結(jié)構(gòu)不一樣的時(shí)候，行為整合能夠有效體現(xiàn)團(tuán)隊(duì)決策的形成過(guò)程。由此可見(jiàn)，只有管理團(tuán)隊(duì)成員真正做到信息共享和共同決策，也就是說(shuō)成員有效進(jìn)行行為整合時(shí)，團(tuán)隊(duì)認(rèn)知的作用才會(huì)發(fā)揮得淋漓盡致。所以，本文將行為整合作為認(rèn)知能力和決策效果的中介變量，探究其在二者間是否起到中介作用。

綜上所述，本文提出假設(shè)：

H4行為整合在團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力和決策效果之間起到中介作用

為了使團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力、行為整合和決策效果的關(guān)系一目了然，圖1勾畫(huà)了3個(gè)變量的關(guān)系模型，即理論模型。

圖1 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力與決策效果關(guān)系理論模型

二、實(shí)證設(shè)計(jì)

1. 變量測(cè)量

團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力的測(cè)量從感性認(rèn)知和理性認(rèn)知兩個(gè)維度進(jìn)行，其中感性認(rèn)知3個(gè)題項(xiàng)、理性認(rèn)知4個(gè)題項(xiàng)[20-21]。行為整合的測(cè)量主要用3個(gè)維度(團(tuán)隊(duì)合作、有效溝通、決策參與)、6個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量[22]。決策效果的測(cè)量量表主要用3個(gè)維度(決策速度、情感接受性和決策質(zhì)量)、7個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量，全部題項(xiàng)采用利克特5點(diǎn)量表法[23-24]。為了提高量表的適用性，本文在現(xiàn)有成熟量表的基礎(chǔ)上，還參考了深入企業(yè)訪談時(shí)發(fā)現(xiàn)的管理者存在的一些行為，對(duì)量表進(jìn)行了調(diào)整，具體如表1所示。

2. 數(shù)據(jù)收集

問(wèn)卷的發(fā)放和收集工作共歷時(shí)3個(gè)多月，數(shù)據(jù)的收集方式主要是面對(duì)面調(diào)查和網(wǎng)絡(luò)發(fā)放。前者是對(duì)有團(tuán)隊(duì)工作經(jīng)驗(yàn)的親戚和好友等進(jìn)行訪問(wèn)，后者則是通過(guò)“問(wèn)卷星”形成鏈接，將鏈接發(fā)送給親戚和好友，并通過(guò)轉(zhuǎn)發(fā)的方式將問(wèn)卷擴(kuò)散。問(wèn)卷由各企業(yè)的管理者填寫(xiě)，遍布多個(gè)地區(qū)。問(wèn)卷共收回197份，對(duì)其篩選剔除無(wú)效問(wèn)卷后，有效問(wèn)卷達(dá)168份，調(diào)查問(wèn)卷有效率為85.30%。

三、實(shí)證分析

1. 樣本描述

對(duì)反饋得到的168份數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，得到的樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表2所示。

由表2可知，參與本次調(diào)查的管理人員中，男性占比61.3%，女性占比38.7%，男性比例明顯大于女性，符合企業(yè)管理團(tuán)隊(duì)成員中性別分布的實(shí)際現(xiàn)狀。其中31～40歲年齡層人數(shù)最多，占比51.8%，該年齡段的人大都經(jīng)歷了數(shù)年甚至十幾年的努力打拼，正值職業(yè)生涯發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，逐漸擠進(jìn)企業(yè)的管理層。從團(tuán)隊(duì)成員的學(xué)歷分布情況來(lái)看，擁有本科及以上學(xué)歷的被調(diào)查者占比76.8%，由此可見(jiàn)，擁有較高的學(xué)歷對(duì)獲取更高的職位具有一定程度的促進(jìn)作用，這一結(jié)果和以往對(duì)管理團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性特征的實(shí)證研究具有相同的結(jié)論。在團(tuán)隊(duì)工作時(shí)間多于一年的人數(shù)為159，占比94.6%，受調(diào)查人員的工作時(shí)間分布與實(shí)際情況也比較相符。同時(shí)，我們還可以發(fā)現(xiàn)，受調(diào)查人員所在團(tuán)隊(duì)中交易型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格居多，共107人，約占三分之二，而變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格為61人，約占三分之一，這一現(xiàn)象可能是由團(tuán)隊(duì)工作模式的目的性較強(qiáng)導(dǎo)致的。

表1 各變量測(cè)量量表

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

2. 結(jié)果與分析

運(yùn)用SPSS20.0和AMOS21.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先應(yīng)用信度和效度分析檢驗(yàn)量表可靠性和有效性，然后采用相關(guān)性分析和結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力、行為整合和決策效果的關(guān)系。

(1) 信度分析。表3匯總了各變量的Cronbach’sα系數(shù)值，由表3可知團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力、行為整合和決策效果的Cronbach’sα系數(shù)都在0.7以上。因此，可以認(rèn)為修正后的量表設(shè)計(jì)可靠性達(dá)到分析的標(biāo)準(zhǔn)。

表3 變量信度分析結(jié)果

(2) 效度分析。首先由團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力驗(yàn)證性因子分析輸出結(jié)果可知，各個(gè)觀測(cè)變量與潛變量的因子載荷為0.54～0.86，并且在一定條件下是顯著的，模型的各項(xiàng)擬合度指標(biāo)χ2/df=2.004<3，RMR=0.022<0.05，RMSEA=0.078<0.08，GFI=0.962>0.9，CFI=0.959>0.9，均滿足要求；其次由行為整合驗(yàn)證性因子分析輸出結(jié)果可知，各個(gè)觀測(cè)變量與潛變量的因子載荷為0.51～0.79，并且在一定條件下顯著，模型的各項(xiàng)擬合度指標(biāo)χ2/df=1.387<3，RMR=0.011<0.05，RMSEA=0.048<0.08，GFI=0.987>0.9，CFI=0.991>0.9，均滿足要求；最后由決策效果驗(yàn)證性因子分析輸出結(jié)果可知，各個(gè)觀測(cè)變量與潛變量的因子載荷為0.50～0.71，并且在一定條件下顯著，模型的各項(xiàng)擬合度指標(biāo)χ2/df=2.003<3，RMR=0.012<0.05，RMSEA=0.078<0.08，GFI=0.974>0.9，CFI=0.977>0.9，均滿足要求，說(shuō)明調(diào)整后的量表具有較好的效度。

(3) 相關(guān)性分析。為了探討變量間的關(guān)系，運(yùn)用SPSS20.0進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果如表4所示?？梢?jiàn)，所有變量的相關(guān)系數(shù)都達(dá)到了顯著性要求，說(shuō)明這些變量之間存在一定的關(guān)系。

表4 變量相關(guān)性分析

注：**為在0.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)，下文中*、***分別為0.05、0.001水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

(4) 假設(shè)檢驗(yàn)

① 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)決策效果的假設(shè)檢驗(yàn)。構(gòu)建團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)決策效果的影響模型，并計(jì)算擬合優(yōu)度指標(biāo)，具體如圖2和表5所示。

由圖2和表5可知，從絕對(duì)擬合指標(biāo)來(lái)看，χ2/df=1.809<3達(dá)到顯著，RMSEA=0.070<0.08，初步表明模型可接受。從相對(duì)擬合指標(biāo)來(lái)看，NFI、GFI、CFI均超過(guò)理想值0.9，顯著性檢驗(yàn)結(jié)果都表現(xiàn)為顯著，因此從整體來(lái)看，模型擬合較好，從模型中各變量的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)也可以看出此模型擬合得較好。但是團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力的各個(gè)維度對(duì)于決策效果的影響卻略有不同：理性認(rèn)知對(duì)于決策效果的影響較大，其路徑系數(shù)為0.6，即假設(shè)H1b獲得充分驗(yàn)證；至于感性認(rèn)知這個(gè)維度，其路徑系數(shù)為0.12，表明感性認(rèn)知對(duì)于決策效果具有輕微正向影響作用，所以假設(shè)H1a沒(méi)有得到驗(yàn)證。

圖2 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)決策效果的影響模型

表5 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)決策效果的影響模型擬合優(yōu)度指標(biāo)

② 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)行為整合的假設(shè)檢驗(yàn)。構(gòu)建團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)行為整合的影響模型，并計(jì)算擬合優(yōu)度指標(biāo)，具體如圖3和表6所示。

圖3 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)行為整合的影響模型

表6 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)行為整合的影響模型擬合優(yōu)度指標(biāo)

由圖3和表6可知，從絕對(duì)擬合指標(biāo)來(lái)看，χ2/df=1.611<3達(dá)到顯著，RMSEA=0.060<0.08，初步表明模型可接受。從相對(duì)擬合指標(biāo)來(lái)看，NFI、GFI、CFI均超過(guò)理想值0.9，顯著性檢驗(yàn)結(jié)果都表現(xiàn)為顯著，因此從整體來(lái)看，模型擬合良好，并且從模型中各變量的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)也可以看出此模型擬合較好。但是團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力的各個(gè)維度對(duì)行為整合的影響卻略有不同：理性認(rèn)知對(duì)于行為整合的影響較為顯著，其路徑系數(shù)為0.92，即假設(shè)H2b獲得充分驗(yàn)證；感性認(rèn)知對(duì)于行為整合的路徑系數(shù)為0.37，影響程度雖然不及理性認(rèn)知但是結(jié)果也顯示顯著，因此假設(shè)H2a也得到驗(yàn)證。

③ 行為整合對(duì)決策效果的假設(shè)檢驗(yàn)。構(gòu)建行為整合對(duì)決策效果的影響模型，并計(jì)算擬合優(yōu)度指標(biāo)，具體如圖4和表7所示。

由圖4和表7可知，從絕對(duì)擬合指標(biāo)來(lái)看，χ2/df=1.879<3達(dá)到顯著，RMSEA=0.073<0.08，初步表明模型可接受。從相對(duì)擬合指標(biāo)來(lái)看，NFI、GFI、CFI均達(dá)到理想值0.9，顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表現(xiàn)為顯著，因此從整體來(lái)看，模型擬合良好，并且從模型中各變量的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)也可以看出此模型擬合得較好。行為整合對(duì)于決策效果的路徑系數(shù)為0.74，驗(yàn)證了行為整合對(duì)決策效果具有正向影響作用，即假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

④ 行為整合的中介作用的假設(shè)檢驗(yàn)。參照溫忠麟等人提出的中介效果驗(yàn)證流程，先把自變量與因變量進(jìn)行回歸分析，再加入中介變量，因此，只需將理性認(rèn)知、感性認(rèn)知和行為整合同時(shí)對(duì)決策效果進(jìn)行回歸分析。

圖4 行為整合對(duì)決策效果的影響模型

表7 行為整合對(duì)決策效果的影響模型擬合優(yōu)度指標(biāo)

構(gòu)建團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力、行為整合以及決策效果三者結(jié)構(gòu)關(guān)系影響模型，并計(jì)算擬合優(yōu)度指標(biāo)，具體如圖5和表8所示。

圖5 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力、行為整合以及決策效果三者結(jié)構(gòu)關(guān)系影響模型

表8 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力、行為整合以及決策效果三者結(jié)構(gòu)關(guān)系影響模型擬合優(yōu)度指標(biāo)

由圖5和表8可知，從絕對(duì)擬合指標(biāo)來(lái)看，χ2/df=1.301<3達(dá)到顯著，RMSEA=0.042<0.08，初步表明模型可接受。從相對(duì)擬合指標(biāo)來(lái)看，NFI、GFI、CFI均達(dá)到理想值0.9，整體模型擬合良好，并且從模型中各變量的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)也可以看出此模型擬合得較好。

中介作用模型影響研究結(jié)果如表9所示，除了感性認(rèn)知對(duì)決策效果的路徑系數(shù)0.17沒(méi)有達(dá)到顯著以外，其他各路徑系數(shù)都達(dá)到不同程度的顯著。但是理性認(rèn)知(自變量)對(duì)決策效果(因變量)的路徑系數(shù)從單獨(dú)影響的0.60到加入行為整合影響后的0.09，可知行為整合對(duì)感性認(rèn)知與決策效果的影響作用起到了完全中介效果，對(duì)團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力與決策效果的影響作用起到了部分中介效果，即假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

表9 中介作用模型影響研究結(jié)果

四、結(jié) 論

(1) 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)決策效果起一定的影響作用。感性認(rèn)知能夠有效縮短整個(gè)決策過(guò)程，使決策者先于競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手獲取決策的相關(guān)信息、采取行動(dòng)，進(jìn)而提升決策效果。而理性認(rèn)知作為構(gòu)成認(rèn)知能力的基礎(chǔ)要素，是整個(gè)團(tuán)隊(duì)全體成員智慧的結(jié)晶，高水平的理性認(rèn)知可以在很大程度上幫助團(tuán)隊(duì)改善決策效果。

(2) 作為團(tuán)隊(duì)運(yùn)作的關(guān)鍵核心，行為整合對(duì)決策效果起到積極作用。本文研究結(jié)果顯示行為整合有利于提升決策效果，這對(duì)企業(yè)明確管理團(tuán)隊(duì)行為整合的重要性意義重大，使管理者了解決策的有效制定和順利執(zhí)行會(huì)受團(tuán)隊(duì)成員的合作與溝通等行為的影響。在制定決策期間，管理團(tuán)隊(duì)必須充分掌控和利用擁有的資源，并對(duì)其進(jìn)行有效判斷和加工，確保決策的正確性，才會(huì)取得較好的決策效果。研究發(fā)現(xiàn)管理團(tuán)隊(duì)通過(guò)行為整合進(jìn)而提升決策效果的作用過(guò)程：團(tuán)隊(duì)內(nèi)部成員通過(guò)討論與合作進(jìn)行信息共享，通過(guò)決策參與獲取各種觀點(diǎn)的知識(shí)增量，最后通過(guò)有效溝通使有關(guān)決策的重要信息快速傳播。但在企業(yè)實(shí)際運(yùn)作中，大部分中小型企業(yè)都未能夠有效地對(duì)管理團(tuán)隊(duì)進(jìn)行管理，內(nèi)部成員的有效合作與增強(qiáng)彼此間的信任感以及提高溝通頻率是擺在他們面前急需解決的問(wèn)題。

(3) 團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力對(duì)行為整合有顯著影響。研究發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力中的兩個(gè)維度都對(duì)團(tuán)隊(duì)的行為整合水平起到正向影響作用。此結(jié)果表明感性認(rèn)知水平越高，越有利于成員進(jìn)行溝通與合作等行為，促進(jìn)信息的快速傳播與和諧工作環(huán)境的形成，從而提高信息共享的數(shù)量與質(zhì)量。另一方面，高水平的理性認(rèn)知利于激發(fā)團(tuán)隊(duì)成員產(chǎn)生更多的想法，使其在信息共享時(shí)溝通行為更加高效。

(4) 行為整合是團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力與決策效果的中介變量。假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，行為整合在感性認(rèn)知與決策效果間起到完全中介作用，在理性認(rèn)知與決策效果間起到部分中介作用。這表明感性認(rèn)知通過(guò)行為整合對(duì)決策效果發(fā)揮作用，理性認(rèn)知水平低的管理團(tuán)隊(duì)，經(jīng)過(guò)有效的行為整合能夠使決策效果得到顯著的改善。本文以團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程的核心行為整合，打開(kāi)了團(tuán)隊(duì)認(rèn)知能力與決策效果間的“黑箱”。