陽奉陰違？非對稱權(quán)力渠道中的弱勢方行為研究
——基于權(quán)力合法性的視角

張 慧, 張劍渝, 王立磊

（1.海南大學 管理學院，海南 海口 570228；2.西南財經(jīng)大學 工商管理學院，四川 成都 611130；3.海南大學 旅游學院，海南 ?？?570228）

一、引 言

垂直型營銷渠道大多具有權(quán)力不對稱的特點（Subramani和Venkatraman，2003），其中在數(shù)量上占優(yōu)的弱勢方的力量不容小覷。《荀子》有云，“水則載舟，水則覆舟”。Blau（1986）也指出，“權(quán)力不平衡對于社會變化的意義取決于被統(tǒng)治者對權(quán)力行使的反應(yīng)”?？梢哉f，如果沒有弱勢方的服從與支持，權(quán)力就沒有辦法真正地行使，甚至可以說并不存在（Bucklin，1973）。可見，面對權(quán)力占優(yōu)的強勢方，弱勢方對權(quán)力行使的接受與反應(yīng)是影響渠道績效的重要因素，理應(yīng)引起研究者的重視。

然而，現(xiàn)有的渠道權(quán)力研究更側(cè)重于從強勢方的角度討論權(quán)力的獲取、影響策略和控制機制等，對弱勢方的關(guān)注相對較少，且主要集中在對弱勢方防御與對抗性機制的探討上（如Etgar，1976；Heide和John，1988；Subramani和Venkatraman，2003；Zhan，2010）。對此，本文認為：首先，從強勢方視角出發(fā)的研究結(jié)論并不完全適用于相對權(quán)力較少的弱勢方；其次，視強勢方為敵的對立關(guān)系性假定有悖于關(guān)系營銷的理念；最后，將非對稱權(quán)力結(jié)構(gòu)中的弱勢方行為僅限于防御與對抗也失之于簡單化。實際上，只有在雙方權(quán)力差距較小時，弱勢方才有動力去抗爭（Mulder，1977），多數(shù)情況下，弱勢方會在一定范圍內(nèi)接受和容忍強勢方的權(quán)力控制（Bucklin，1973；Hingley，2005）。

考慮到上述不足，本文旨在從新的視角切入非對稱權(quán)力結(jié)構(gòu)中的弱勢方行為研究，關(guān)注弱勢方對權(quán)力行使的接受程度及后續(xù)行為反應(yīng)對渠道績效的影響過程，以及弱勢方不同行為之間的關(guān)系。權(quán)力合法性是弱勢方對權(quán)力行使是否“必要、正當和恰當”的一種主觀性感知，它反映了弱勢方對權(quán)力行使的接受程度（Suchman，1995；Blois，2010）。不同程度的合法性感知會誘發(fā)弱勢方合作抑或非合作的行為反應(yīng)。其中，弱勢方的合作行為多以服從形式體現(xiàn)（Kasulis和Spekman，1980），它同時具備以目標為中心和以交易伙伴（強勢方）為中心的合作行為特點（Stern，1971）。同時，由于權(quán)力地位相距懸殊，弱勢方?jīng)]有足夠的資源來組織起有效力的防御或?qū)?，因此其非合作行為更多地體現(xiàn)為于暗處進行的以自我為中心的機會主義行為（Brill，1994；Das和Teng，1998），在集體目標之外追求個人目標和利益的最大化（Williamson，1985）。服從與機會主義行為雖一正一負，但并不一定非此即彼、此消彼長；事實上，它們是相互獨立的?高服從意愿并不意味著低機會主義行為傾向（Gilliland和Manning，2002；Kashyap等，2012）。換句話說，弱勢方極有可能公開表示服從但暗地里卻從事機會主義行為，即表現(xiàn)出“陽奉陰違”的行為反應(yīng)。

基于上述邏輯，本文研究的問題如下：第一，弱勢方對權(quán)力的接受程度（權(quán)力合法性）如何影響其對合作行為（服從）和非合作行為（機會主義行為）的選擇？第二，不同類型的權(quán)力合法性對服從和機會主義行為的影響大小是否有所差異？第三，“陽奉陰違”行為（高服從和高機會主義行為）是否真實存在？弱勢方不同行為反應(yīng)如何影響渠道績效？為解決上述問題，本文基于觀察者視角的合法性理論，將權(quán)力合法性分為實效合法性和道德合法性兩類，探討不同類型的權(quán)力合法性對弱勢方行為（服從和機會主義行為）及渠道績效的作用機制，并討論“陽奉陰違”現(xiàn)象的存在性及影響。通過對283家樣本企業(yè)的問卷調(diào)查，本研究證實了權(quán)力合法性對弱勢方行為反應(yīng)及營銷渠道績效的影響機制，同時觀察到權(quán)力合法性對弱勢方服從和機會主義行為的不對稱影響關(guān)系，并證實了“陽奉陰違”現(xiàn)象的存在性及對渠道績效的影響。

本文的理論貢獻如下：第一，從合作導向研究弱勢方問題，關(guān)注弱勢方對權(quán)力的接受程度（權(quán)力合法性）如何影響其自發(fā)性服從以及自覺控制負面行為（機會主義行為）的選擇。以往的研究或采用強勢方視角研究權(quán)力，或立足于競爭導向研究弱勢方如何防御或?qū)箯妱莘?。與此不同，本文更關(guān)注弱勢方對權(quán)力的接受以及后續(xù)行為反應(yīng)，由此為渠道權(quán)力及弱勢方研究提供了新的視角，從范圍上擴展了現(xiàn)有的研究結(jié)論。第二，響應(yīng)Grewal和Dharwadkar（2002）的建議，并進一步將觀察者視角的合法性理論引入營銷渠道研究。在Grewal和Dharwadkar（2002）之后，營銷學者開始重視合法性理論對渠道研究的重要指導意義。但迄今為止，研究者更偏重于組織視角的合法性理論，對合法性理論的另一分支?觀察者視角的合法性理論?重視不足。由于觀察者視角更適用于本文以弱勢方為主體的研究情境，因此本文以這一視角的合法性理論為基石展開研究，這有助于完善現(xiàn)有的營銷渠道研究中合法性理論的研究視角，并提高合法性理論在組織間關(guān)系研究領(lǐng)域的解釋力。第三，對Gilliland和Manning（2002）以及Kashyap等（2012）所提出的“服從和機會主義行為相互獨立”假說進行實證檢驗，證實了“陽奉陰違”（即高服從和高機會主義行為）現(xiàn)象的存在性，并探討了前置變量對服從與機會主義行為的不對稱影響效應(yīng)，這有利于加深對渠道關(guān)系行為的理解。從管理實踐的角度看，本文的研究發(fā)現(xiàn)可為身處該類渠道結(jié)構(gòu)中的強勢方企業(yè)提供有益的指導，幫助其在理解弱勢方感知及行為的基礎(chǔ)上更好地促進渠道關(guān)系建設(shè)，提升渠道整體績效水平。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）合法性

對合法性（legitimacy）的研究源自于Weber，現(xiàn)在分現(xiàn)于制度理論和社會心理學兩派。首先，合法性是制度理論中的重要概念，制度理論研究包括宏觀及微觀兩大類（Suchman，1995；Tilling，2004）。宏觀的研究主要討論某制度性結(jié)構(gòu)如何在整個社會范圍內(nèi)成為被模仿的模板，在這里合法化和制度化是兩個同義的概念（Suchman，1995），都指代法律、觀念、文化與社會期待等制度環(huán)境對組織行為的影響，而合法性是指那些誘使或迫使組織采納具有合法性的組織結(jié)構(gòu)和行為的觀念力量（周雪光，2003）；而微觀的研究則以組織為研究對象。進一步地，根據(jù)研究視角的不同，微觀視角又可繼續(xù)分為兩派：一派持組織視角，將合法性定義為一種操作性資源，研究組織如何通過采納某些“廣為接受”的組織形式或行為來建立、維持、擴展和防護自身的合法性（如Kumar和Das，2007；李新建等，2012）；另一派則持觀察者視角，將合法性定義為觀察者對某一組織及其行為是否“必要、正當和恰當”的感知（Suchman，1995），繼而研究觀察者合法性感知的形成及影響機制。除制度理論外，社會心理學也關(guān)注合法性問題，其對合法性的定義與上述觀察者視角相似，都傾向于從“個體感知”的角度界定合法性（Tyler，1997）。社會心理學與制度理論中觀察者視角的不同之處在于：第一，制度理論關(guān)注組織間關(guān)系中的合法性研究，而社會心理學對合法性的研究更多地集中于組織內(nèi)部；第二，制度理論更多地關(guān)注組織層面的合法性形式，而社會心理學則對個體層面的合法性形式更感興趣。2011年，Tost作為集大成者，將上述兩派的合法性研究整合在一起，提出了綜合性研究框架（見表1）。

表1 本文對權(quán)力合法性的分類、界定及與前人研究的對應(yīng)關(guān)系

2002年，Grewal和Dharwadkar首次指出了合法性理論對營銷渠道研究及實踐的重要意義，在此基礎(chǔ)之上，后續(xù)研究持續(xù)關(guān)注合法性與渠道企業(yè)行為之間的關(guān)系。如Ren等（2010）以信任及沖突為中介變量，實證檢驗了強迫不對稱和理念傳遞這兩種合法性策略對渠道關(guān)系績效的影響，而李新建等（2012）先通過非結(jié)構(gòu)化個人訪談法分析了實效合法性、程序合法性和認知合法性的形成機制，接著用問卷調(diào)查法實證檢驗了這三種合法性對經(jīng)銷商的服從、制造商的集權(quán)決策程度、經(jīng)銷商對制造商的信任以及經(jīng)銷商的機會主義行為的影響。另外，Deligonul等（2013）選擇宜家（IKEA）作為案例研究對象，探究供應(yīng)商網(wǎng)絡(luò)是如何被轉(zhuǎn)化為宜家的異質(zhì)性資產(chǎn)從而獲得實效合法性、道德合法性和認知合法性的。Jia和Wang（2013）從管制、規(guī)范和認知文化三個方面列舉了中國特有的制度環(huán)境特點，并提出這些特點與渠道研究中的關(guān)系（guanxi）、信任和依賴之間聯(lián)系的若干命題。而熊會兵等（2010）則證實了合法性在企業(yè)戰(zhàn)略與經(jīng)濟績效關(guān)系中的中介效應(yīng)。以上研究均從組織角度研究合法性的構(gòu)建策略，除此之外，還有少數(shù)觀察者視角的合法性研究：Marion（2006）討論了營銷意識的合法性問題；Blois（2010）描述了組織間關(guān)系中弱勢方視角下的權(quán)力合法性問題，認為弱勢方對強勢方權(quán)力行使的合法性感知會影響雙方關(guān)系的“氛圍”，進而影響到雙方的合作結(jié)果。但上述觀察者視角的合法性研究僅停留在理論推導階段，既未能就合法性的分類進行深入探討，也未能對合法性對渠道績效結(jié)果的影響機制進行實證檢驗。

（二）權(quán)力合法性

當處于同一渠道網(wǎng)絡(luò)中時，弱勢方（觀察者）得以近距離觀察強勢方使用權(quán)力的行為，進而形成其權(quán)力行使是否“必要、正當和恰當”的感知，這即是權(quán)力合法性（the legitimacy of power）。綜合Suchman（1995）、Tyler（1997）和Tost（2011）的看法，結(jié)合本研究的背景，本文將權(quán)力合法性分為實效合法性（pragmatic legitimacy）和道德合法性（moral legitimacy）兩類（見表1）。

Suchman（1995）、Tyler（1997）和Tost（2011）三位學者在實效合法性的界定上觀點一致，都認為實效合法性是弱勢方基于“自利”標準的合法性感知，它是基于強勢方及其行為是否能夠提高弱勢方的某項物質(zhì)利益或達到某個目標而做出的判斷。在對道德合法性的界定上，學者們的觀點稍有分歧。Tost（2011）將道德合法性限于對道德和倫理本身的評估；而Suchman（1995）的定義相對更寬泛，涵蓋了組織行為中所有“正確的事情”。但“正確”與否的評價與評價者的立場和評價標準相關(guān)，應(yīng)根據(jù)研究情境進一步具化。另外，Tyler（1997）和Tost（2011）將關(guān)系合法性界定為一方承認和尊重另一方的社會身份及自我價值。Kibler和Kautonen（2016）認為這一定義更適用于道德合法性，并使用“剝削”這一字眼，將道德合法性定義為企業(yè)是否采用了獨裁和高壓的手段欺凌弱勢方。鑒于研究情境的類似性，本文采納Kibler和Kautonen（2016）的觀點，將Suchman（1995）對道德合法性的定義具化為弱勢方基于被強勢方對待的方式（是采用獨裁和高壓的手段還是充分尊重對方的自主權(quán)）而產(chǎn)生的合法性感知。弱勢方認為強勢方在交往過程中能尊重己方的獨立性和自主性，將自己看成是地位平等的合作伙伴而非下級時，就會認為對方具有道德合法性。

（三）權(quán)力合法性與服從

實效合法性是自利導向的合法性感知，高實效合法性意味著弱勢方承認在與強勢方的合作中獲得了物質(zhì)利益或者幫助己方達成了目標，而這將從互惠驅(qū)動的回報責任感（推力）和增加服從吸引力（拉力）兩個方面影響弱勢方的服從。首先，互惠性的利益交換是組織合作關(guān)系中的基本法則（Gilliland和Manning，2002）。如果弱勢方認為自己從強勢方處得到明顯可見的利益，他們就會產(chǎn)生回報責任感和義務(wù)感，但弱勢方由于資源不足而無法給出相等的回報，因此常將服從行為作為一種對強勢方所給予利益的替代性回報（Blau，1986），這本質(zhì)上同樣是一種互惠行為。其次，實效合法性會增強服從的吸引力。傳統(tǒng)的權(quán)力理論認為B對A的依賴會增強A對B的權(quán)力（DBA=PAB）（Emerson，1962），而我國學者提出了另一種可能的權(quán)力依賴關(guān)系，即權(quán)力會帶來依賴（“找靠山”）（Zhuang和Zhou，2004）。強勢方擁有的權(quán)力越多，越能提供更具誘惑性的利益，弱勢方的實效合法性感知就越強，利益上的誘導增加了服從行為的吸引力（Bucklin，1973），因此弱勢方愿意依附于這座“靠山”的意愿就越強，服從意愿也就越強。

道德合法性是弱勢方基于被強勢方對待的方式而產(chǎn)生的合法性感知。低道德合法性反映出弱勢方行為被強勢方所控制的高壓力感。但獨立的個體，不論權(quán)力地位如何，本質(zhì)上都期待決策獨立和行為自主掌控（Hunt等，1987）。如果弱勢方認為強勢方的控制與束縛過強且非必要，他們就會產(chǎn)生獨立性和自主性被剝奪感（John，1984），進而產(chǎn)生逆反心理（Kashyap等，2012），最終服從意愿降低。

最后，服從是需要成本的，這既包括物質(zhì)上的付出（如為配合強勢方的新市場政策而支付的培訓費用和渠道調(diào)整費用等），也包括心理上的克服與適應(yīng)（如已習慣傳統(tǒng)銷售方式的經(jīng)銷商被要求使用新的商品展示手段和支付方式）。由此看來，在逐利的商業(yè)關(guān)系中要提升弱勢方的服從意愿，提供更多的利益這種實在的“硬通貨”要比“正確對待”這種“軟”行為更為有效。因此本文認為，相對基于行事正當性判斷的道德合法性來說，強調(diào)利益所得的實效合法性更易促進弱勢方的服從，它是導致弱勢方服從的首要和最重要的條件。

故而本文提出假設(shè)：

H1：（a）實效合法性和（b）道德合法性都正向影響弱勢方的服從，但（c）實效合法性對服從的正向影響作用要強于道德合法性對服從的正向影響作用。

（四）權(quán)力合法性與機會主義行為

實效合法性會從正反兩方面抑制弱勢方的機會主義行為。一方面，高實效合法性會激發(fā)關(guān)系中的互惠意愿和長期合作意愿，由此提高弱勢方自覺約束機會主義行為的可能（Joshi和Stump，1999）。另一方面，實效合法性越高，失去與強勢方合作關(guān)系的成本就越大，而正如Morgan和Hunt（1994）所指出的，“（一方）預(yù)期的關(guān)系終結(jié)成本會使得該關(guān)系被（該方）認為是重要的”，關(guān)系對弱勢方的意義提高了弱勢方從事機會主義行為的機會成本。當從事機會主義行為所帶來的預(yù)期損失大于預(yù)期收益時，出于對預(yù)期損失的恐懼與回避，弱勢方會約束自己的機會主義行為。

低道德合法性反映出弱勢方感受到的高自主權(quán)喪失程度，進而驅(qū)使弱勢方采取某些行為以抗衡這種壓迫（Brehm，1966），甚至報復這種壓迫（Morrison和Robinson，1997）。這些行為可能是公開和直接的（如公然拒絕服從），也可能是隱蔽的蓄意破壞或者干脆不作為，機會主義行為即屬于這種隱蔽的反抗行為（John，1984）。另外，在被嚴密控制的情況下，個體會對這種層級控制產(chǎn)生心理上的抵觸感，這時即使是最誠實的個體也傾向于對監(jiān)督者撒謊和實施欺騙（Kramer，1999）。

雖然實效合法性和道德合法性均屬于觀察者（弱勢方）對權(quán)力行使是否“必要、正當和恰當”的一種內(nèi)在感知，但如做更細致的區(qū)分，前者更傾向于是受外部“利益”刺激后的反應(yīng)性感知，而后者則是在“被‘正確’對待下”和“受尊重”的前提下對對方權(quán)力的接受與認可的內(nèi)部化過程（Weber等，2002）。相對而言，內(nèi)部化的認可要比外部刺激更易引發(fā)弱勢方對于公平行事的承諾（John，1984）。另外，由于機會主義行為往往在暗處進行，對于行為實施方來說，可能最好是對方永遠不會發(fā)現(xiàn)，以便在不被懲罰和報復的情況下長期滿足私利。那么，要在以為對方無法察覺（雖然實際可能并非如此）之時依然保持“慎獨”，基于被強勢方“正確”對待的前提試圖以公平報之的道德認同要比利益上的引誘更為有效，更能夠促使弱勢方自我約束和控制機會主義行為（Crosno和Dahlstrom，2008）。

由此本文提出假設(shè)：

H2：（a）實效合法性和（b）道德合法性都負向影響弱勢方的機會主義行為，但（c）道德合法性對機會主義行為的負向影響作用要強于實效合法性對機會主義行為的負向影響作用。

（五）服從與機會主義行為

服從和機會主義行為是兩個相互獨立的變量，高服從并不意味著低機會主義行為（Gilliland和Manning，2002；Kashyap等，2012）。弱勢方可以一邊明面上遵循強勢方的要求辦事，但另一邊卻暗地里投機取巧為自己獲利；同樣，低服從也不一定伴隨著高機會主義行為，這也可能源于自身能力不足以按要求行事，或者受到外部環(huán)境的約束。因此，高服從和高機會主義行為可以同時并存，即存在“陽奉陰違”的可能。

本文將弱勢方按其行為分為四種類型（如圖1所示）：（1）陽奉陰違者，指會同時表現(xiàn)出高服從和高機會主義行為的個體；（2）模范“公民”，指高服從/低機會主義行為個體；（3）叛逆分子，指低服從/高機會主義行為個體；（4）低服從/低機會主義行為同時存在的情況。弱勢方的低服從水平不一定伴隨著高機會主義行為（Kashyap等，2012），弱勢方在下列情況下可能無法服從或拒絕服從，例如缺乏履行強勢方的要求所必需的資源，對強勢方的要求理解不清，或者認為強勢方的要求不符合當?shù)貙嶋H情況等，但這并不意味著他們會在背地里用不正當手段追求自身利益（機會主義行為）?？紤]到低服從/低機會主義行為出現(xiàn)的主要原因是資源或者外部環(huán)境因素限制，而非本文所關(guān)注的權(quán)力合法性問題，本文不將其納入討論范疇。

圖1 服從和機會主義行為之間的關(guān)系

在非對稱權(quán)力渠道結(jié)構(gòu)中，數(shù)量上占優(yōu)的弱勢方通常在地理上相對分散，有各自的目標和生存環(huán)境，由此形成不同的行為方式和處事經(jīng)驗，這會帶來協(xié)調(diào)的困難，增加沖突發(fā)生的可能性（Hewett和Bearden，2001）。在此情境下，渠道績效水平的提高，更需要渠道成員的通力合作，即各成員都展現(xiàn)出愿意為共同的關(guān)系利益而調(diào)整自身計劃的意愿，從而實現(xiàn)行為上的高度統(tǒng)合（Kumar等，1992），以共同解決問題。由此本文認為，服從作為合作行為的一種特殊表現(xiàn)形式，可以降低雙方之間的交易成本，并最終導致渠道績效水平的提高。

機會主義行為本質(zhì)上是一種背叛行為（Muris，1981），一方期待其合作伙伴可以按規(guī)定辦事，踐行承諾，履行正式合同及隱形契約，但后者卻辜負了上述期望，背地里采用欺詐手段，不惜損人以為己方謀利。在非對稱權(quán)力渠道結(jié)構(gòu)中，如果強勢方察覺到弱勢方的這種背叛行為，就會引發(fā)關(guān)系中的破壞性沖突（Skarmeas，2006），繼而影響渠道績效水平（Palmatier等，2007）。另外，即使強勢方并沒有察覺到弱勢方的機會主義行為，這種暗地的負面行為也會使渠道系統(tǒng)在一定程度上脫離監(jiān)管，造成雙方溝通與信息交換不暢，強勢方無法得知來自于市場（當制造商為強勢方時）或行業(yè)（當終端零售商為強勢方時）的真實信息，因此無法就環(huán)境變動做出正確而及時的反應(yīng)，最終會降低渠道績效水平（Mohr等，1996）。

基于以上邏輯，服從正向影響渠道績效而機會主義行為負向影響渠道績效，因此，在上述三種分類中，模范“公民”、陽奉陰違者和叛逆分子所在渠道的績效水平呈依次遞減的關(guān)系。

由此本文提出假設(shè)：

H3：服從和機會主義行為可以共存，即存在“陽奉陰違”（高服從/高機會主義行為）現(xiàn)象。

H4：在三種類型中，模范“公民”所在的渠道績效水平最高，陽奉陰違者所在的渠道績效水平次之，叛逆分子所在的渠道績效水平最低。

三、研究設(shè)計

（一）抽樣方法與樣本分布

本研究使用推薦抽樣的方法向401家渠道企業(yè)搜集信息，其中，118份問卷因依賴不對稱程度不符合研究要求①本文的研究情境是非對稱權(quán)力渠道結(jié)構(gòu)，基于依賴與權(quán)力的對應(yīng)關(guān)系（Emerson，1962），又可稱為依賴不對稱渠道結(jié)構(gòu)。在取樣時，本文依據(jù)Casciaro和Piskorski（2005）以及Gulati和Sytch（2007）等學者的做法，用樣本企業(yè)對其供應(yīng)商的依賴水平（DB）減去供應(yīng)商對樣本企業(yè)的依賴水平（DS）。當值為正時，就認為樣本企業(yè)與其供應(yīng)商之間的權(quán)力結(jié)構(gòu)屬于非對稱權(quán)力結(jié)構(gòu)，且樣本企業(yè)是其中的弱勢方。文中的“依賴不對稱程度不符合研究要求”是指所計算出的值為負的情況，此時樣本企業(yè)屬于非對稱權(quán)力結(jié)構(gòu)中的強勢方。和題項漏填等原因作無效處理，最終有效樣本數(shù)為283。樣本以小型企業(yè)居多，擁有50人及以下員工的企業(yè)數(shù)量占到總樣本數(shù)的73.5%，主要從事食品/飲料/酒、藥品/醫(yī)療設(shè)備/醫(yī)療器械以及日用百貨的銷售。49.8%的樣本企業(yè)成立于2000—2009年間，38.2%的樣本企業(yè)與其供應(yīng)商已合作10年以上。另外，樣本報告的總依賴水平均值為5.64，標準差為1.122，依賴不對稱程度全部為正值，均值為0.76，標準差為0.598。這反映了樣本企業(yè)與其供應(yīng)商之間屬于高度相互依賴的非對稱性權(quán)力結(jié)構(gòu)關(guān)系（Gulati和Sytch，2007），并且，樣本企業(yè)在其中處于權(quán)力弱勢地位，即本研究所界定的弱勢方。

另外，對問卷填寫者職位的調(diào)查結(jié)果顯示，81.6%的問卷是由總經(jīng)理或部門負責人填寫的，這在一定程度上保證了調(diào)研所得之信息可以真實地反映樣本企業(yè)的現(xiàn)實情況。

（二）變量測量

本研究通過對相關(guān)文獻的梳理形成變量的測量題項，并經(jīng)由翻譯和回譯過程確保含義準確。測量時采用Likert五點量表形式（渠道績效除外），其中，1代表“完全不同意”，5代表“完全同意”。

權(quán)力合法性量表采自Thomas（2005）、Díez-Martín等（2013）、John（1984）和Tyler（1997）等的相關(guān)量表，并結(jié)合其他研究量表調(diào)整而成。其中，實效合法性量表包含五個項目，舉例項目為“因為該廠商②Payan和McFarland（2005）以及Davies等（2011）的原量表中所用的是“供應(yīng)商”字樣，但在前期量表設(shè)計時的小規(guī)模經(jīng)驗性調(diào)查中，一位企業(yè)高層管理人員提到，對于許多經(jīng)銷商來說，他們習慣于稱呼他們上游的供應(yīng)商為“廠商”而不是更學術(shù)化的“供應(yīng)商”，為提高調(diào)查對象對調(diào)查問卷的理解與配合，我們采納了該管理人員的觀點，將所有量表中的“供應(yīng)商”改為“廠商”，特此說明，并在此感謝這位管理人員的建議。的緣故，我們在競爭中更占據(jù)優(yōu)勢”，其內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’sα）為0.845，五因子模型具有良好的聚合效度（χ2/df=1.235，RSMEA=0.029；RMR=0.011；GFI=0.995；NNFI=0.996；CFI=0.999）。道德合法性量表也由五個項目組成，例如“生意上的很多事我們都不能自己做主，必須要請示該廠商（負向）”，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.833，五因子模型也具有良好的聚合效度（χ2/df=2.959，RSMEA=0.083；RMR=0.019；GFI=0.987；NNFI=0.965；CFI=0.989）。

服從是弱勢方為了維持現(xiàn)有關(guān)系而公開顯露的主動遵守強勢方所制定的規(guī)則、程序、要求及命令等行為（Brill，1994；Kashyap等，2012）。本文使用Payan和McFarland（2005）以及Davies等（2011）的量表測量服從，共包含四個項目，舉例項目為“在生意上，只要是該廠商想讓我們做的事，我們都非常愿意去配合”。服從量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.801，并具有良好的聚合效度（χ2/df=0.731，RSMEA<0.001；RMR=0.005；GFI=0.997；NNFI=1.005；CFI=1.000）。機會主義行為是指在背地里用不正當手段追求自身利益的行為，包括違反正式合同、社會規(guī)范以及非正式協(xié)議，這里的不正當手段包括撒謊、偷竊、欺騙，故意提供不完整或有誤的信息去誤導、扭曲、隱瞞、擾亂，以及其他迷惑對方的隱蔽手段（Williamson，1985）。本文使用John（1984）、Joshi和Arnold（1998）以及Rokkan等（2003）的量表測量機會主義行為，包含四個項目，舉例項目為“我們有時會夸張或隱瞞部分事實，以便從該廠商那里得到我們想要的”。量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.828，且具有良好的聚合效度（χ2/df=3.258，RSMEA=0.089；RMR=0.020；GFI=0.989；NNFI=0.967；CFI=0.989）。

渠道績效又稱為關(guān)系績效，被用于描述渠道系統(tǒng)而非單個企業(yè)的整體效能和效率（Selnes和Sallis，2003），是渠道系統(tǒng)功能執(zhí)行情況、渠道治理水平以及渠道健康狀態(tài)的指向標。本文結(jié)合Webb和Hogan（2002）以及Palmatier等（2007）的觀點，同時使用結(jié)果評估和整體財務(wù)績效來測量渠道績效，共包含五個項目，如“如果讓您給貴公司和該廠商過去一年的合作結(jié)果評分，您覺得應(yīng)該是”。渠道績效量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.875，且具有良好的聚合效度（χ2/df=0.916，RSMEA<0.001；RMR=0.006；GFI=0.995；NNFI=1.001；CFI=1.000）。

以往研究表明，渠道績效會受到依賴程度（Palmatier等，2007）以及環(huán)境不確定性的影響（Claro等，2003；Yang等，2012）。因此，研究者選取總依賴程度、依賴不對稱程度和環(huán)境不確定性作為本研究的控制變量。在測量時，依賴程度量表是根據(jù)Joshi和Stump（1999）以及Palmatier等（2007）所設(shè)計的量表翻譯而成的，包括經(jīng)銷商對供應(yīng)商的依賴（DB）以及供應(yīng)商對經(jīng)銷商的依賴（DS）兩部分。同時，借鑒Casciaro和Piskorski（2005）、Gulati和Sytch（2007）等的做法，將總依賴水平取兩者之和（DB+ DS），而依賴不對稱程度取兩者之差（DB?DS）。對環(huán)境不確定性的測量則使用楊卓爾等（2016）的量表，共計五個項目。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

（一）共同方法偏差與區(qū)分效度檢驗

本研究采用Harmon單因素檢驗法判斷是否有共同方法偏差的存在。對所有變量（五個研究變量和三個控制變量）進行探索性因子分析的結(jié)果顯示，有8個因子的特征值大于1，總的方差解釋率為66.18%，其中最大的因子方差解釋率為19.61%，未超過50%的閾值標準，因此認為本研究并不存在嚴重的共同方法偏差。

根據(jù)侯杰泰等（2004）的建議，本研究對5個研究變量進行不同組合的測量模型間比較，以考察各變量之間的區(qū)分效度。結(jié)果如表2所示，基準模型的擬合效果明顯優(yōu)于備選模型，在簡約度上亦優(yōu)于備選模型。另外，基準模型的擬合效果較好且達到標準。這表明，五因子模型能更好地代表本研究所測量的因子結(jié)構(gòu)，變量間具有良好的區(qū)分效度。

表2 驗證性因子分析結(jié)果

（二）描述性統(tǒng)計分析

表3呈現(xiàn)了各變量的均值、標準差和Pearson相關(guān)系數(shù)?？梢钥闯?，本研究關(guān)鍵變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，且正負與之前研究推測的關(guān)系方向一致，為后文的假設(shè)驗證提供了初步的支持。另外，服從和機會主義行為之間有顯著的低度負相關(guān)關(guān)系（r=?0.258，p<0.01），這一結(jié)果與Gilliland和Manning（2002）以及Kashyap等（2012）的發(fā)現(xiàn)一致，初步支持H3。

表3 各變量的均值、標準差和Pearson相關(guān)系數(shù)

（三）假設(shè)檢驗

本研究使用回歸分析法檢驗H1a、H1b、H2a和H2b，結(jié)果如表4所示：實效合法性對服從有顯著的正向影響作用（M2：β=0.336，p<0.001），H1a得到驗證；道德合法性對服從有正向影響作用（M2：β=0.109，p=0.05），根據(jù)龐皓（2010）的觀點，當p=0.05時，可以拒絕原假設(shè)，認為道德合法性對服從的正向影響是顯著的，H1b得到驗證。然而，實效合法性對機會主義行為的負向影響作用（H2a）沒有被證實（M4：β=?0.085，p>0.05）；但道德合法性對機會主義行為有顯著的負向影響作用（M4：β=?0.202，p<0.01），H2b得到驗證。

表4 回歸分析結(jié)果

本研究使用Cohen等（2003）所推薦的方法驗證H1c和H2c。根據(jù)方程M2所擬合的結(jié)果，計算出，給定顯著性水平α=0.05，查閱t分布表可知p<0.05，因此拒絕原假設(shè)，認為實效合法性對服從的正向影響（β=0.336）確實顯著強于道德合法性對服從的正向影響（β=0.109），H1c得證。由于實效合法性對機會主義行為的負向影響作用沒有被證實（H2a不成立），因此H2c無法驗證。

最后，本研究使用兩步聚類分析和F檢驗對H3和H4進行驗證。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當聚類個數(shù)為3時，其BIC變化率（0.595）和距離測量比（2.606）都大于其他分組方案，因此可認為分為三組是最優(yōu)的聚類方案。進一步地，從服從均值、機會主義行為均值及與總樣本均值的比較情況，識別出其中的“陽奉陰違者”（n=83）、“模范‘公民’”（n=115）和“叛逆分子”（n=85）（如表5所示）。由此，本研究證實了高服從和高機會主義行為可以同時出現(xiàn)，即弱勢方中確實存在陽奉陰違現(xiàn)象，H3得證。

表5 服從和機會主義行為聚類結(jié)果——聚類數(shù)為3

另外，研究證實服從對渠道績效有顯著的正向影響作用（M6：β=0.215，t=3.597，p<0.001），而機會主義行為對渠道績效有顯著的負向影響作用（M6：β=?0.173，t=?2.992，p<0.01）。進一步地，F(xiàn)檢驗的結(jié)果證實了上述三組樣本企業(yè)所在渠道的績效有顯著差異[F（2，280）=21.746，p<0.001]。進一步的多重比較結(jié)果顯示：“模范‘公民’”所在渠道的績效（M=3.66；SD=0.487）顯著高于“陽奉陰違者”所在渠道的績效（M=3.44；SD=0.496），其均值差為0.21，p<0.01；而“陽奉陰違者”所在渠道的績效又顯著高于“叛逆分子”所在渠道的績效（M=3.14；SD=0.635），其均值差為0.30，p<0.001；“模范‘公民’”所在渠道的績效也顯著高于“叛逆分子”所在渠道的績效，其均值差為0.51，p<0.001。由此，H4得證。

五、討論與研究展望

（一）研究結(jié)論

本文以非對稱權(quán)力營銷渠道為研究背景，選擇弱勢方視角切入，基于觀察者視角的合法性理論，研究權(quán)力合法性對弱勢方行為反應(yīng)乃至渠道績效的影響機制，以及服從和機會主義行為之間的關(guān)系。通過對283家樣本企業(yè)的觀察，得出以下結(jié)論：

第一，弱勢方會基于權(quán)力合法性自我調(diào)整行為（服從或機會主義行為），進而影響渠道績效水平。在與強勢方近距離合作的過程中，弱勢方以觀察者的視角感知強勢方權(quán)力行使的實效合法性和道德合法性水平，據(jù)此調(diào)整己方的服從或機會主義行為，并進一步影響到渠道績效水平。這與Frazier和Rody（1991）的結(jié)論互為映像?，F(xiàn)有的渠道研究對于權(quán)力結(jié)構(gòu)的非對稱性與渠道結(jié)果之間的關(guān)系有不同的看法：一方認為非對稱的權(quán)力結(jié)構(gòu)中更易產(chǎn)生沖突，關(guān)系更不穩(wěn)定（如Stern和Reve，1980；Anderson和Weitz，1989；Frazier等，1989；Johnsen和Ford，2002等），但另一方則有相反的結(jié)論（如Hingley，2005；Gilliland等，2010）。這樣的分歧令人困惑。對于此，F(xiàn)razier和Rody（1991）從強勢方視角出發(fā)，認為非對稱權(quán)力結(jié)構(gòu)中是否會實現(xiàn)穩(wěn)定和高績效結(jié)果，關(guān)鍵在于強勢方是否會自我約束和控制權(quán)力的行使。而本文則從弱勢方視角出發(fā)，證明了權(quán)力合法性是影響非對稱權(quán)力關(guān)系中弱勢方行為選擇以及渠道績效結(jié)果的重要因素：當弱勢方認為強勢方的權(quán)力行使具有合法性時，他們會進行心理狀態(tài)的自我調(diào)整，體現(xiàn)為更愿意接受強勢方的影響，降低反抗意愿，并將強勢方的命令與要求內(nèi)化為自身需要遵守的規(guī)則（Lusch和Brown，1982），從而提高服從意愿并減少機會主義行為發(fā)生的可能，并最終促進渠道穩(wěn)定與績效提高。更進一步地，與依靠外部力量（如強制命令或正式合同）推動行為改變相比，這種基于合法性判斷的自發(fā)及自控行為所需治理成本更低，且更有效率（Poppo和Zenger，2002）。

第二，不同的權(quán)力合法性對弱勢方行為反應(yīng)的影響效應(yīng)大小不同：相對于道德合法性，實效合法性更易激發(fā)弱勢方的服從行為，但卻無法抑制弱勢方的機會主義行為傾向，而道德合法性則可有效減少機會主義行為。這一發(fā)現(xiàn)首先可歸結(jié)到企業(yè)的逐利性特點：與強調(diào)尊重和自由的道德合法性相比，基于利益評估的實效合法性更能激發(fā)弱勢方的公開服從行為。這與Zhuang和Zhou（2004）的觀點一致，他們將其歸結(jié)為“傍靠山”現(xiàn)象?靠山越強，弱勢方越傾向于向強勢方展露公開的恭順與服從，盡管可能要付出自由和自尊被踐踏的代價。另外，這一結(jié)論也揭示了道德合法性（而非實效合法性）對機會主義行為的抑制作用。在非對稱權(quán)力營銷渠道結(jié)構(gòu)中，如果強勢方明明具備強制和壓迫弱勢方的能力，但卻選擇以一種尊重而友好的方式行事?“非不能也，實不為爾”，此時，雖說自利仍是弱勢方的第一經(jīng)濟原則，但作為社會性個體，公平原則會驅(qū)使弱勢方在一定程度上收斂自己主動恣意的欺詐行為，即實現(xiàn)了其對機會主義行為的自我控制，而這也與John（1984）以及Crosno和Dahlstrom（2008）的看法一致。

第三，服從和機會主義行為確是相互獨立的兩個變量，且存在“陽奉陰違”（高服從和高機會主義行為并存）的可能。另外，服從與機會主義行為不同高低組合的渠道績效水平呈現(xiàn)出顯著差異。這與Gilliland和Manning（2002）以及Kashyap等（2012）的判斷一致。他們在邏輯上推導了服從和機會主義行為作為獨立變量的可能，而本文進一步驗證了這一結(jié)論。結(jié)合這一結(jié)論，本文認為對營銷渠道企業(yè)行為的研究應(yīng)跳出“非黑即白”的單線思維束縛，從更為復雜的層面考慮組織間合作。

（二）理論意義與管理啟示

本文在以下方面有所貢獻：首先，以往的渠道權(quán)力研究大多運用交易成本理論或社會交換理論，從強勢方角度研究權(quán)力的獲取及運用；而為數(shù)不多的弱勢方研究則秉承競爭導向，著力于對弱勢方如何防御及對抗權(quán)力的探討。與此不同，本文從弱勢方的合作導向（對權(quán)力的接受、自發(fā)性服從和自覺控制負面行為）出發(fā)，重新解讀了非對稱權(quán)力結(jié)構(gòu)中的渠道關(guān)系，其結(jié)論有助于擴展和豐富現(xiàn)有的營銷渠道權(quán)力及弱勢方研究。其次，Grewal和Dharwadkar在2002年開創(chuàng)性地將合法性理論引入營銷渠道研究，為營銷渠道研究指出了新的方向。但后續(xù)研究多采用組織視角的合法性理論，關(guān)注某渠道組織如何建立、維持、擴展和防護自身的合法性。本文綜合制度學派和社會心理學派對合法性問題的研究成果，將觀察者視角的合法性理論引入營銷渠道研究，從弱勢方感知的權(quán)力合法性角度研究非對稱權(quán)力渠道關(guān)系，從而擴大了合法性理論在營銷渠道研究中的應(yīng)用范圍，提高了合法性理論的解釋力。最后，Gilliland和Manning（2002）以及Kashyap等（2012）雖已將服從和機會主義行為視為相互獨立的變量，但未提供實證證據(jù)。本研究首次實證檢驗了服從和機會主義行為之間的獨立性，以及陽奉陰違（即高服從和高機會主義行為）的存在可能，并探討了前置變量對服從與機會主義行為的不對稱影響效應(yīng)，這有助于加深對營銷渠道中關(guān)系行為的理解。

在指導渠道管理實踐方面，考慮到權(quán)力合法性對弱勢方行為反應(yīng)及渠道績效的重要影響，本文對渠道領(lǐng)導者（強勢方）提出重要警示：即使擁有絕對的權(quán)力優(yōu)勢，也不能因此而為所欲為，反之，應(yīng)充分重視弱勢方對權(quán)力行使的合法性感知（權(quán)力合法性），提高弱勢方的實效合法性與道德合法性評價，以激發(fā)弱勢方的自發(fā)性服從和對負面行為的自我控制，這樣才能以更低的成本實現(xiàn)更有效率的渠道控制。另外，由于不同的權(quán)力合法性對服從和機會主義行為影響效應(yīng)的大小不同，在渠道合作中，強勢方所提供的利益水平更多地對提高弱勢方服從有效，而要抑制對方的機會主義行為，則需要更多地提高自身行為的“正確性”，否則就會有弱勢方“陽奉陰違”的可能?！瓣柗铌庍`”本質(zhì)上是一種弱者的反抗，是表面服從之下對自身利益的暗地爭取，這一行為很難被察覺，但會在一定程度上降低渠道績效水平，應(yīng)引起渠道領(lǐng)導者足夠的重視。

（三）研究局限與展望

雖然研究者投入了大量時間和精力，但是本研究仍然不可避免地存在一些不足。另外，為擴展和深化該領(lǐng)域研究，研究者希望未來能有更多的學者投身于此，因此也基于本研究提出若干可能的研究方向以供參考。

首先，調(diào)查總體的選取問題。基于抽樣和統(tǒng)計上的考慮，本研究的調(diào)查總體只限于在非對稱權(quán)力渠道結(jié)構(gòu)中處于弱勢地位的經(jīng)銷商。但在實踐中，非對稱權(quán)力渠道結(jié)構(gòu)的弱勢方角色并非只限于經(jīng)銷商。因此，在未來的研究中，可將調(diào)查總體固定于在非對稱權(quán)力渠道結(jié)構(gòu)中處于弱勢地位的供應(yīng)商，以檢驗本研究結(jié)論的可推廣性和適用性。

其次，強勢方權(quán)力策略與權(quán)力合法性之間的關(guān)系問題。在權(quán)力合法性形成之前，強勢方權(quán)力策略是如何影響弱勢方的權(quán)力合法性感知的？而強勢方又該采取怎樣的權(quán)力策略來引發(fā)弱勢方的實效合法性和道德合法性感知？由于認知可能存在的偏差，強勢方即使使用的是強制性權(quán)力，也有可能引發(fā)弱勢方較高的實效合法性甚至道德合法性感知，那么這其中存在哪些因素的干擾？這些問題都值得未來的研究深入探討。