共同愿景比财务激励更有效

共同愿景与自主动机 vs. 财务激励推动企业并购成功

拜伦·C·克莱顿

凯斯西储大学，克利夫兰，俄亥俄州，美国

成功的企业并购要求其管理者实现显著的绩效提升，以充分覆盖收购溢价、债务和股权投资者的预期回报，以及为获取协同效应和加速增长所需的额外资源。收购方认识到，要实现足以覆盖这些成本并为投资者创造价值的绩效改进，很可能需要并购（M&A）管理团队付出巨大努力。这一认识促使企业普遍且长期采用向关键管理者提供丰厚绩效激励方案的做法，其前提是财务激励将激发推动组织变革与增长的角色内与角色外行为。本研究颠覆了这一常见并购实践的假设，提供了定量证据表明，共同愿景和自主动机在驱动管理绩效方面远比财务激励更为有效。

关键词

共同愿景，并购，自我决定理论，自主动机，财务激励，额外角色行为，并购

引言

并引购言（M&A）的财务回报不佳且失败率较高，这一点已有充分记录。研究人员指出，大约70%至80%的并购未能创造超出年度资本成本的显著价值（布鲁纳，2002）。即使保守估计，在近四十年中，并购失败率也约为50%或更高（基钦，1974；罗斯坦德，1994；科菲等，2003）。尽管这一历史表现明显令人失望，但全球并购活动仍以惊人的速度持续增长，从2004年的1.9万亿美元（卡特赖特和肖恩伯格，2006）增至2007年创纪录的4.35万亿美元（路透社，2008）。鉴于每年有数万亿美元的交易面临风险，对研究人员和从业者而言，找到遏制并购失败的方法至关重要。

为了取得成功，并购必须为投资者创造价值，尽管存在诸如偿债、资助增长以及提高回报预期以适应收购溢价等新成本1 (西罗维尔，2000)。这些负担要求并购管理者将其公司的绩效提升到新的高度。收购方通常会提供 substantial 财务激励，以激励这些管理者超越其正常工作职责，积极推动组织变革与增长（希特等，2001）。

这种期望与社会心理学理论（如自我决定理论（SDT））加涅和德西，2005以及经济理论如动机挤出效应直接冲突理论（弗雷和耶根，2001；詹姆斯，2005）认为财务激励可能会降低动机和绩效。当然，并购失败率持续居高不下表明这些理论可能适用于并购经理。

本研究的目的有两个。首先，探讨财务激励对并购经理的动机和绩效的影响。为了全面起见，我们所指的管理绩效包括角色内行为和倡导行为。其次，本研究探讨收购方为提高被收购企业管理者的绩效而采用的另外两种实践：增强组织支持和聚焦共同愿景。

并购研究创新方法的必要性

五十年的并购研究对失败率没有产生可衡量的影响（卡特赖特，2005）。学者们仍对并购绩效中存在的矛盾性和看似不可预测的表现感到困惑（蒂奇，2001；金等，2004；斯塔尔和沃伊特，2004）。并购研究主要集中在三个研究方向上，以识别失败的根本原因：战略契合、文化契合和整合过程（卡特赖特和肖恩伯格，2006）。尽管这些研究路径极大地增进了我们对与并购相关的组织层面变化的理解，但他们均未能一致地解释这些变化如何以及为何影响企业绩效（金等，2004；卡特赖特，2005）。

学者们提出了若干假设来解释为何现有的并购文献未能奏效。首先，尽管心理学理论家 consistently 认为人因素是并购成功或失败的关键（卡特赖特和库珀，1996；Terry，2003），但现有并购文献的95%都集中在组织层面的构念上（卡特赖特，2005）。这一点相当令人惊讶，因为组织变革，特别是大多数并购所经历的加速变革，通常是甚至总是通过个体变革来实现的（沙因，1980；施耐德等人，1996；埃德蒙森，1999；德沃斯等人，2001）。并购文献之所以无法预测合并或被收购公司的绩效，原因很简单：它无法预测负责运营这些公司的管理者的绩效（卡特赖特，2005）。

另外两个假设表明，大多数并购研究（a）缺乏理论驱动，或（b）局限于案例研究，这两者都缺乏足够的普遍性以提供广泛适用的解决方案（Hogan and Overmeyer‐Day, 1994；Seo and Hill, 2005）。因此，无数组织实践被推荐用于并购规划与整合，却缺乏坚实的理论或实证基础，这无疑加剧了高失败率（Seo and Hill, 2005）。事实上，研究人员在分析了93项研究后得出结论：这些研究均未能明确识别出持续影响并购绩效的前因变量，因此“可能需要对并购理论和研究进行变革”（King et al., 2004）。显然，并购研究的独特方法与研究重点同样重要。

概念概述

在一项关于并购失败的开创性分析中，Sirower(2000)阐明了大多数并购管理团队面临巨大的必需的绩效提升（RPI），才能实现并购成功。基本的并购前提是：以 X价格收购一家公司，然后在未来某个指定时间将其价值增长至 X+ Y。Y 的价值必须足够大，以覆盖收购溢价、债务和股权投资者的预期回报、因并购威胁引发的竞争行为加剧、增长及实现协同效应所需的额外资源、收购交易和咨询成本、高管合同成本，以及其他诸多成本，包括货币时间价值（ Sirower,2000）。对并购经理而言，无论角色内行为的现状绩效多么高效，都将不再足够。管理绩效通常必须大幅提高，以满足实现价值Y所规定的RPI要求。因此，并购经理被期望积极推动激进的组织变革与增长，才有希望实现并购成功。

理解这一动态，收购方通常关注三个领域，以改善被收购管理者的角色内行为，更重要的是激发其倡导行为：财务激励、组织支持和共同愿景。最常见且长期采用的做法是通过股票期权、利润分享、收益分享或个人奖金的某种组合来加强绩效激励。事实上，收购方通常将财务激励作为交易条款的一部分提供给关键管理者，并在交易完成后立即向其他管理者推出（希特等，2001；卡利南等人，2004年）。收购方深知，任何在实现绩效改进上的延迟都会迅速累积，从而提高实现价值所需的回报 Y。西罗维尔（2000）计算得出，若收购后的最初几年回报最低或低于标准，则原本预期的10%的股本回报率（ROE）将上升至约15%。这种股本回报率提高50%的情况必须持续接下来的7年，才能盈亏平衡。换句话说，他的分析假设不存在价值创造，仅对收购方而言是价值保持。因此，收购方通常会提供 substantial 绩效激励，期望能够促使关键管理者积极推动实现收购方目标所必需的任何变革。这一做法得到了关于薪酬的实证研究的支持，这些研究总体上报告了货币激励对员工和企业绩效具有积极影响（博思和弗兰克，1999；爱德华·拉齐尔，2000；格哈特和赖恩斯，2003；加涅和福雷斯特，2008）。

不幸的是，并购失败率异常之高，这表明提高绩效激励并不总能提升被收购企业管理者的绩效。这直接与普遍实践和一般薪酬文献相矛盾。然而，经济学和社会心理学学者已提供了理论及相应的实证证据，描述了某些财务激励无效、甚至实际上会削弱动机和绩效的情况（加涅和德西，2005；詹姆斯，2005）。这表明存在一个中介变量，抑制了财务激励对绩效的总效应。

这种中介效应得到了自我决定理论的支持（加涅和德西，2005）。自我决定理论认为，个体将财务激励视为控制机制。因此，财务激励会降低个体的自主动机，即他们根据自身意愿采取行动以实现组织目标的积极性。

以图形方式描绘了关于财务激励对角色内行为和倡导行为的直接效应及中介效应的上述主张，这些主张被整合于一个单一模型中。该模型展示了激励与绩效行为之间的正向关系，这一关系在一般薪酬文献和并购实践中均有阐述。同时，该模型也展示了自我决定理论（SDT）所提出的自主动机的负向中介效应。

提供组织支持是收购方为提升员工角色内绩效并激发其拥护行为而采用的另一种常见方法。当母公司积极关注被收购员工的幸福感时，能够减少员工的威胁感，从而激励他们自愿采取行动，以回馈组织的福祉（盖特纳等人，2001；徐和希尔，2005）。两家最成功且被广泛研究的连续收购者——思科系统公司和通用资本公司——均认为，其在并购后整合期间对被收购员工提供的组织支持是其成功的关键（迪乔治奥，2001）。 展示了组织支持对自主动机和管理绩效均具有正面影响。

共同愿景是并购从业者用于最大化绩效的第三种常用方法（多马等人，2000；米特尔顿‐凯利，2004；斯塔尔和门登霍尔，2005）。我们将共同愿景定义为管理者对新体制方向和目标的关注与一致。并购文献认为，共同愿景对于合并与被收购企业的成功绩效至关重要（哈斯佩斯拉格和杰米森，1991；西特金和巴勃罗，2005）。葛兰素史克前首席执行官J.P. 加尼耶在分析GSK众多并购成功（斯塔尔和门登霍尔，2005）时广泛讨论了管理层关注共同愿景的重要性。思科系统在收购前过程中探讨共同愿景，而通用资本公司则要求其整合经理在并购后整合过程中将其作为职责的一部分来制定共同愿景（迪乔治奥，2001）。根据 ，我们认为共同愿景对自主动机和倡导行为均有正面影响。

管理绩效

我们对管理绩效的定义包括角色内行为和倡导行为。角色内行为由正式工作描述所界定和要求（威廉姆斯和安德森，1991；里克塔，2002）。它们被组织的正式奖励系统所认可并受其驱动（巴克斯代尔和韦纳，2001）。研究人员通常将角色内行为简单地描述为“完成本职工作”。

倡导行为是一种基于莫里森和菲利普斯（1999）定义的“主动担当”构念的角色外行为。与其他形式的角色外行为一样，它们是自主行为，未被正式角色义务所规定或强制执行（莫里森和菲利普斯，1999）。与其他形式的角色外行为不同的是，它们具有明确的变革导向，描述了愿意挑战现状以推动建设性组织变革的个体（莫里森和菲利普斯，1999）。倡导行为描述了持续改进组织运作的自愿努力。研究人员已通过统计方法证实了其与其他形式的角色外行为的相关性，同时也确认了其独特性（莫里森和菲利普斯，1999；恰布鲁和贝克，2006）。

财务激励对角色内绩效的直接影响

对被收购企业管理者的绩效激励可以采取多种形式。 列出了根据评估基础分类的最常见激励方式。过去十年中，研究人员持续报告称，至少95%的美国公司提供绩效激励，其中约35%的公司提供基于个人的激励，60%的公司提供基于组织的激励（巴克林和狄金森，2001；麦吉等，2006）。由于提升绩效对于并购的成功至关重要（西罗维尔，2000），我们推测，在并购中提供某种形式绩效激励的比例甚至更高。

这种使用绩效激励的普遍做法基于薪酬研究，表明财务激励对员工绩效有积极影响（格哈特和赖恩斯，2003），相关研究表明企业绩效可提高4%至9%（博思和弗兰克，1999；爱德华·拉齐尔，2000；加涅和福雷斯特，2008）。由于财务战略家主导了并购文献与实践（苏达桑南，2003；卡特赖特，2005），因此他们采纳了财务文献中关于薪酬所支持的观点也就不足为奇。并购文献特别建议采用从 “针对特定行为的现金薪酬到股票期权和股权拥有”等各种绩效激励措施（希特等，2001），以推动“激发持续强劲的表现”（拉尔松和芬克尔斯坦，2002），因为“激励在决定收购成功与否方面至关重要（卡普兰，2000）。

管理者常见的绩效激励。

评估依据	绩效激励	描述	主要优缺点
个体绩效	个人绩效奖金	基于实现个体的现金薪酬目标。由预先确定的预算提供资金支持	优点：对个体有显著影响绩效。缺点：助长自私行为同龄人之间的竞争
组织绩效	利润分享奖金	基于现金或递延薪酬的企业经济绩效。由企业利润	优点：表明愿意与他人分享财富员工。易于管理。缺点：薄弱对日常个人绩效的影响
组织绩效	收益分享奖金	基于特定短期或长期运营目标。由成本节省、收入增加或生产率提升	优点：对个体有良好到极好的影响绩效取决于团队的规模。促进合作、团队合作和积极同伴压力。缺点：可能难以管理和保持更新
组织绩效	股票或股票期权	股票或以固定价格购买股票的权利价格。由公司或其销售的收益资助公司股票	优点：易于管理。可以是一笔可观的金额。缺点：对日常个人绩效

从理论视角来看，激励对绩效的直接影响基于经济交换模型（布劳，1964），该模型承诺组织为员工的特定贡献提供相应的收益（徐淑英等，1997）。公平理论是运用经济交换模型的众多理论之一，认为员工力求使其所付出的贡献与所获得的收益保持平衡（亚当斯，1965；克罗潘扎诺等，2007年）。根据公平理论，财务激励应正面地影响个体特定行为的绩效，即角色内行为。因此，已有研究支持绩效激励与角色内行为之间存在正相关关系（德科普等，1999），并将其具体称为薪酬‐绩效关联（Bucklinand Dickinson, 2001）。

假设1 ：在控制了自主动机后，个人绩效激励正面地影响角色内行为。

假设2 ：在控制了自主动机后，组织绩效激励正面地影响角色内行为。

薪酬专家历来认为，薪酬‐绩效关联是决定财务激励对个体绩效影响的最重要因素（巴克林和狄金森，2001）。薪酬‐绩效关联的强弱取决于个体在实现目标过程中所拥有的控制程度（麦吉等，2006）。个体对目标达成的控制程度越高，他对自身薪酬的控制程度也就越高。

相较于基于团队的目标，个体对实现基于个人的目标拥有更多的控制权（麦吉等，2006）。简而言之，参与目标实现的人越少，单个参与者对结果的控制能力就越强。此外，组织绩效激励是基于运营或经济结果对公司的影响，其中许多因素依赖于明显超出管理层控制范围的外部变量（巴克林和狄金森，2001），例如经济、政府监管、客户需求和竞争对手策略。即使是生产率和质量等可控变量，也是基于所有员工绩效的总和，这意味着个体可能认为自己对实现激励目标的贡献微不足道（ FitzRoyand Kraft, 1995；霍尔和墨菲，2003）。因此，个体可能难以看到基于团队的激励与其日常角色内行为表现之间的联系（巴克林和狄金森，2001；霍尔和墨菲，2003）。

假设3 ：个人绩效激励对角色内行为的影响比组织绩效激励更强（更积极）。

自主动机对财务激励的中介效应

基于经济交换的理论主导了薪酬研究与实践，但这些理论并未考虑财务激励的中介效应（弗雷和奥斯特洛赫，2005；加涅和福雷斯特，2008）。然而，大量研究探讨了某些条件下有形激励如何削弱动机和绩效（加涅和德西，2005；詹姆斯，2005）。这种“奖励的隐性成本”最早可追溯至1971年，由社会心理学家首次提出并开展研究（蒂特马斯，1971；莱珀和格林，1978；弗雷和奥伯霍尔策‐吉，1997）。多年来，这一概念已被纳入许多关于工作动机与绩效的理论框架中，例如认知评价理论（德西和瑞安，1985）以及动机挤出理论（弗雷和耶根，2001；詹姆斯，2005）。

自我决定理论认为，对有形激励的感知会调节个体的动机与行为（德西和瑞安，2000；瑞安和德西，2000a；谢尔顿等，2003；加涅和德西，2005）。参照，即自我决定连续体，调节源描述了个体为组织目标而行动的原因。当个体普遍认为组织目标具有个人重要性、有意义或有趣时，这些目标就会被内化或由个体内在地赋予价值个体（瑞安和康奈尔，1989；谢尔顿等，2003；加涅和福雷斯特，2008）。高度的内化增强了个体感知到的自主性，使其愿意主动采取行动实现组织目标（德西和瑞安，1987；加涅和德西，2005）。自我决定理论将这种愿意采取行动的意愿定义为自主动机。相反，若个体对组织目标的内化程度普遍较低，则只会为了获得奖励、避免惩罚或赢得他人认可而采取行动（瑞安和德西，2000a；迈耶等，2004）。自我决定理论将此称为受控动机。

描述了调节来源，包括外部奖励会增加受控动机，同时降低自主动机。自我决定理论指出，个体将有形奖励视为控制机制，试图强迫或诱使他们为组织目标而行动。自我决定理论认为，有形奖励会降低自主动机。

假设4 ：个人绩效激励对自主动机有负面影响。

假设5 ：组织绩效激励对自主动机有负面影响。

研究人员提出，组织承诺实际上是工作动机的一个组成部分（迈耶和赫斯科维奇，2001；迈耶等，2004）。实证研究已证实，组织承诺的两种主要概念化框架（奥赖利和查特曼，1986；迈耶和艾伦，1991）与自我决定理论（SDT）框架之间存在显著重叠。工作动机（加涅和德西，2005；加涅等，2009）。情感型组织承诺被定义为愿意认同某一组织的倾向，其与自主动机密切相关（加涅和科斯特纳，2002；加涅等，2004年；加涅和德西，2005）。

多项研究已将情感型组织承诺与角色内与角色外行为联系起来。研究人员已证实情感型组织承诺与自主动机之间存在显著重叠。在对93项已发表研究的元分析中发现，情感型组织承诺（a）正面地影响角色内行为，（b）正面地影响角色外行为，以及（c）对角色外行为的影响显著大于对角色内行为的影响（里克塔，2002）。另一项涉及超过50,000名员工的155个独立样本的元分析也报告了类似结果（Meyer et al., 2002）。

假设6 ：自主动机正面地影响角色内行为。

假设7 ：自主动机正面地影响倡导行为。

假设8 ：自主动机对倡导行为的影响比对角色内行为的影响更强（更积极）。

假设1至8 将自主动机确立为绩效激励对角色内行为和倡导行为影响的中介变量。由于自我决定理论（SDT）认为财务激励与自主动机之间存在负向关系，自主动机，我们假设的模型认为，自主动机在激励对管理绩效的影响中起着负面中介作用。这符合自我决定理论，但与并购实践直接冲突。

假设9 ：自主动机负面中介个体绩效激励对角色内行为的影响。

假设10 ：自主动机负面中介组织绩效激励对角色内行为的影响。

假设11 ：自主动机负面中介个体绩效激励对倡导行为的影响。

假设12 ：自主动机负面中介组织绩效激励对倡导行为的影响。

组织支持对管理绩效的影响

本研究通过每位个体管理者的感知来概念化组织支持。感知到的组织支持（POS）反映了个体内在信念，即组织对其贡献的重视程度以及对其幸福感的关心程度（艾森伯格等人，1986）。POS源于员工对组织及其对待自身待遇和工作条件有利或不利意图的人格化认知（罗兹和艾森伯格，2002）。高水平的POS表明工作环境可能具备公平待遇、参与决策、职业发展与培训、工作保障、认可、主管支持以及强烈的归属感（韦恩等人，1997；罗兹和艾森伯格，2002；马斯特森和斯坦珀，2003）。

社会交换理论（SET）是个体与组织关系理解的基础，该理论认为个体会对组织给予的有利或不利待遇进行互惠（布劳，1964）。基于SET，感知组织支持（POS）应会激发个体愿意为组织利益而行动的意愿（罗兹和艾森伯格，2002）。在一项涵盖70多项关于POS前因和结果研究的元分析中，罗兹和艾森伯格（2002）发现POS与情感承诺之间存在强烈且一致的正向关系。鉴于情感型组织承诺与自主动机之间已确立的关系，我们提出以下假设：

假设13 ：组织支持对自主动机有正面影响。

罗兹和艾森伯格的元分析（2002）也报告称，员工对组织的角色外行为是感知组织支持的重要结果。最近的一项研究证实了这些 findings，特别是确认了感知组织支持是角色外行为的前因（Chen等，2009）。

假设14 ：组织支持正面地影响倡导行为。

假设6、7、13和14 将自主动机确立为组织支持对角色内行为和倡导行为影响的中介变量。每个假设所提出的正面效应认为，自主动机在组织支持对管理绩效的影响中起正向中介作用。

假设15 ：自主动机正向中介组织支持对角色内行为的影响。

假设16 ：自主动机正向中介组织支持对倡导行为的影响。

共享愿景对管理绩效的影响

并购文献指出，共同愿景——即并购领导者与员工之间一致的方向和目标——对其成功绩效至关重要（哈斯佩斯拉格和杰米森，1991；西特金和巴勃罗，2005）。一个组织未来的共同愿景必须持续地被鼓励和传播，才能扎根、扩散并营造卓越的环境（圣吉，1990）。有效的共同愿景为日常个体努力提供了焦点、方向和目的。它们提醒我们工作的意义和重要性（博亚齐斯和麦基，2005）。

共同愿景在并购环境中尤为重要，因为它是促进组织不同部分整合资源的联结机制，从而推动整个组织的整合（蔡和戈沙尔，1998）。在个体层面，共同愿景在员工与其组织之间建立情感纽带，提供共同的身份认同和归属感（圣吉，1990；德维尔等，2004）。这种归属感增强了关联性，根据自我决定理论，这会提升自主动机。换句话说，认同或受到组织愿景激励的个体更有可能自愿为组织采取行动（阿什福思和汉弗莱，1995；德维尔等，2004）。

假设17 ：共同愿景对自主动机具有正面影响。

意向性变革理论认为，共同愿景能够驱动培育和维持个体、团队及组织变革的行为类型（阿克里沃等，2006；博亚齐斯，2006；范奥斯坦，2006）。我们认为，这些行为与倡导行为密切相关，甚至可能完全相同。倡导行为是指专注于实施建设性组织变革的自由裁量行为（莫里森和菲利普斯，1999；恰比鲁和贝克尔，2006）。

假设18 ：共同愿景正面地影响倡导行为。

假设6、7、17和18 将自主动机确立为共同愿景对角色内行为和倡导行为影响的中介变量。每个假设所构想的正面效应认为，自主动机在共同愿景对管理绩效的影响中起正向中介作用。

研究方法

本样本研究聚焦于由私募股权公司拥有的并购。私募股权公司通常对其投资有5至7年扭转时间表（Flanigan，2005）。为此，管理者必须实施激进的短期增长战略，旨在快速提升公司绩效至前所未有的水平。本研究针对的是在调查前至少被收购3个月的公司。收购不到3个月的并购尚未有足够时间使财务激励的变化对被收购企业管理者的态度和行为产生影响。3个月是并购从业者常用的一个关键节点，用于判断早期阶段变革实施的方向（迪乔治奥，2001； Bertoncelj和Kovaˇc，2007年）。

由私募股权拥有的公司为评估管理绩效的驱动因素提供了极佳的环境。私募股权拥有模式催生了一种具有时间受限的激进增长预期的环境，要求并购经理表现出高水平的角色内行为和拥护行为。

样本由一家总部位于北美的大型私募股权公司旗下的54起并购案中的首席执行官、高级经理和中层管理者组成。这些并购案涉及的中等规模市场企业年收入在500万至5亿美元之间，业务遍及多个行业。研究将高级经理定义为直接向首席执行官或总裁汇报的人员，中层管理者则比高层管理者低一到两级。该样本全面代表了接受基于个人和组织的绩效激励的管理者群体。首席执行官和高级经理通常参与基于股票表现的激励计划，获得股票或股票期权；中层管理者通常参与基于组织绩效的激励计划，如收益分享或利润分享。高级和中层管理者通常除了获得股票或组织激励外，还普遍获得基于个人绩效的激励。提供了完成调查的受访者的描述。

数据收集

研究人员开发了一项在线调查，旨在收集有关绩效激励、动机、共同愿景和组织支持的自我报告数据。另设计了一项二次调查和流程，用于从每个组织中收集绩效数据受访者的直接主管。遗憾的是，赞助组织未批准向其管理者发放二次调查。因此，研究人员扩展了主调查内容，纳入了自我报告的绩效。已获得机构审查委员会豁免，但所有涉及人类受试者的规程均被严格遵守。在500名管理者中，共回收306份有效问卷，回复率为61%。

用测于量开发

调查的每项测量均基于现有的有效量表，采用5点李克特式回答，绩效激励测量和控制变量除外。绩效激励项目仅以基本工资的百分比形式报告财务激励水平。控制变量报告的是管理层级或人口统计信息。

绩效激励
个人绩效激励是完全基于管理者在履行正式工作职责方面的绩效而发放的财务奖金。组织绩效激励是基于组织绩效的财务奖励。组织激励包括利润分享奖金、增益分享奖金和股票期权。作为一份事实数据报告，这些项目遵循了将财务激励衡量为基本工资的百分比或倍数的标准实践（墨菲等人，1999）。

自主动机
用于测量自主动机的项目改编自瑞安和康奈尔（1989）最初开发的相对自主性指数（RAI）及其后续的改编版本（威廉姆斯和德西，1996；布莱克和德西，2000）。相对自主性指数（RAI）根据自我决定理论（SDT）所描述的各类动机的自主程度进行测量（米列特和加涅，2008）。RAI通过从自主动机子量表得分中减去受控动机子量表得分来计算，得分越正值表示自主动机水平越高（德西和瑞安，2008）。然而，根据德西和瑞安（2008）的观点，分析也可单独使用两个子量表中的任意一个。本研究为每个子量表选取了三个项目——项目编号对应于原始量表中的项目编号。

组织支持
研究人员从POS量表（艾森伯格等人，1990；韦恩等人，1997）的九项版本中选取了五个项目来操作化组织支持。POS量表描述了员工对组织重视其贡献程度的感知他们对员工的贡献以及对员工幸福感的关注。所选项目因其更一致的克朗巴哈系数（0.81–0.93）而被采用，相较于原始版本（36项）和修订版本（17项）的信度（范围为0.74至0.95）更为可靠（韦恩等人，1997；穆尔曼等人，1998；费尔兹，2002）。本研究选取的五个项目，其项目编号与原始量表中的项目编号相对应。

共同愿景
从PNEA调查的愿景子量表（博亚蒂斯，2008）中选取了五个项目来测量共同愿景。PNEA愿景子量表用于测量受访者对组织愿景的关注程度和一致性。所选的五个项目来自参考子量表中的八个项目，因其在本研究背景下的特别相关性而被选用。本研究选用的五个项目的编号与原始量表中的项目编号相对应。

角色内行为
管理角色内行为通过改编自多维量表的五个项目进行评估，该量表用于测量员工在工作场所的员工绩效（威廉姆斯和安德森，1991；特恩利等，2003）。角色内行为子量表专门测量被正式奖励系统所认可的行为（威廉姆斯和安德森，1991；特恩利等，2003）。该测量方法已广泛用于同事、主管和自我报告（费尔兹，2002）。

倡导行为
倡导行为通过“主动担当”量表进行测量，该量表旨在评估个体针对组织变革所采取的自主行为（莫里森和菲利普斯，1999）。这类角色外行为通过实施变革或纠正问题，以建设性方式改进组织运作。倡导行为与大多数角色外行为或组织公民行为测量工具所衡量的利他性、尽责性或公民美德行为有明显区别，因此需要专门的评估工具（莫里森和菲利普斯，1999；恰布鲁和贝克，2006）。研究人员选择主动担当量表来操作化倡导行为，因为它聚焦于大多数并购成功所要求管理者具备的积极主动、以变革为导向的行为。研究改编了五个题项，用以衡量受访者在解决紧迫的组织问题或实施新系统、技术或方法方面的努力，这些因素对于加速并购后的增长与绩效至关重要。

控制变量
激励、组织支持和共同愿景的影响也可能随管理层级而变化。高级管理者可能与母公司具有不同的信息和人际交往关系，这可能导致不同的态度（Tsuiet al., 1997）。进行了多组分析，以评估高级经理和中层管理者之间的结构模型不变性。该过程涉及比较在各组间结构路径被约束相等的模型与无约束模型之间的拟合优度在各组间被约束相等的结构路径模型与无约束模型之间的比较（Byrne, 2001）。卡方的显著差异表明模型不具有不变性，需逐一释放每个约束，以确定导致方差的具体路径。

还使用了多组分析来评估45岁以下管理者与45岁及以上的管理者的模型不变性。在考虑收购时，并购尽职调查的一部分工作是评估管理团队。尽管一些收购方更倾向于年轻的管理团队，认为他们更具灵活性和活力，但其他收购方则更偏好年长的管理团队，认为他们更有经验和知识（ Wiersema andBantel, 1992）。进行多组分析旨在识别绩效激励、组织支持和共同愿景是否对高层和中层管理者的行为产生不同的影响。

其他因素也可能影响并购经理。性别和公司任期通常被视为影响工作场所绩效的人力资本因素（徐淑英等，1997）。因此，我们将这些项目作为控制变量纳入研究。

分析方法

检验了正态性、同方差性和多重共线性；剔除了极端异常值和影响点，并确认了线性关系。随后进行探索性因子分析(EFA)，以揭示测量模型的潜在结构及其与先验假设的关系。然后，对得到的测量模型进行验证性因子分析(CFA)，利用结构方程模型(SEM)方法评估其对数据的拟合程度。研究人员使用SPSS和AMOS统计软件包进行数据和测量模型分析。

共同方法偏差在本研究中尤为令人关注，因为调查工具在同一时间、相同情境下对单一受访者进行施测，这些因素都可能导致构念间关系的膨胀（Podsakoff et al., 2003;Friedrich et al., 2009）。Podsakoff et al.(2003)主张采用单一共同方法因子法来控制共同方法偏差，特别是当预测变量和效标测量来自同一来源且处于相同情境时（如此处的情况）。该程序要求在测量模型中建立一个潜在因子，使其对每个观测项目进行负荷。这种方法的主要优点在于，它不需要研究人员识别和测量共同方法偏差的具体来源。然而，不足之处在于，该方法除了反映共同方法偏差外，还同时反映了其他未测量变量的方差（Podsakoff et al., 2003）。其他缺点包括该方法容易导致识别不足的模型，尤其是在项目数量相对于构念数量较少的情况下，如此处的情况。为解决这一问题，一些研究人员将共同方法偏差因子载荷约束为相等（Podsakoff et al., 2003）。我们在测量与结构模型的分析过程中参考了该方法以控制共同方法偏差。

在分析假设结构模型之前，已评估并确认了构念的收敛效度、区分效度及其内部一致性信度。结构方程模型技术随后用于评估结构模型中构念之间的因果关系（Fornell和 Larcker，1981；伯恩，2001）。拟合优度统计量包括预测与观测协方差的比较指标（卡方、相对卡方和SRMR），默认模型与独立模型的比较指标（比较拟合指数、规范拟合指数和Tucker‐Lewis指数），以及对简约性不足进行惩罚的预测与观测协方差指标（近似误差均方根）。为了总结构念之间的因果关系，针对每个中介变量和因变量的r2统计量，列出了其各贡献解释变量的非标准化回归系数和t值。

中介效应检验采用了Mathieu和Taylor（2006）所倡导的方法。该方法包含迭代的、系统的检验技术，用于检验部分中介、完全中介和间接效应模型。其主要关注点在于识别间接效应，特别是那些可能抑制预测变量与效标变量之间总效应的效应，导致许多研究人员忽视了重要的中介关系。在我们假设的模型中对抑制效应的事先假设，证明了采用此方法的合理性。

最后，我们检验了指定控制变量对结果的影响。管理层级和参与者年龄尤其受到关注。因此，采用多组分析程序来检验模型在高级管理者与中层管理者之间，以及45岁以下和45岁以上管理者之间的不变性。测量与结构模型均进行了不变性检验。

结果

结构方程模型要求样本量大于200，且每个观测变量5到10个案例（克林，2005；黑尔等，2006）。原始数据集包含306个案例和28个观测变量，满足结构方程模型的数据充分性要求。后续分析得到最终数据集为285个案例和20个观测变量，仍超过结构方程模型的最低要求。

预筛选过程识别出两名受访者并非首席执行官、高级经理或中层管理者，这些案例已从数据集中剔除。通过SPSS生成的箱线图、茎叶图和直方图以及偏度和峰度值来检验观测变量的正态性是否可接受。分析结果导致数据集中11个异常值被识别并移除。

每个因变量均对所有自变量进行回归，以确认适用于结构方程模型（SEM）分析的线性关系。对于每次回归，SPSS生成了标准化残差对标准化预测值的散点图，以确认变量的同方差性。最后，回归还生成了共线性统计量，结果表明所有容差和方差膨胀因子（VIF）统计量均低于可接受的多重共线性阈值<0和>10（克林，2005）。

采用主轴因子法和promax旋转进行探索性因子分析，以揭示在假设斜交关系而非正交关系的情况下，解释最大共同方差所需的最少因子数量。将28个观测变量载入SPSS进行探索性因子分析。测量个人与组织绩效激励的项目未包含在探索性因子分析中。这些测量评估了受访者报告的激励的数量和类型。

观测变量的同步探索性因子分析及旋转后的因子载荷（n‐285，采用主轴因子法和promax旋转以及凯撒归一化进行探索性因子分析）。

变量	因子1	因子2	因子3	因子4	因子5
主动机（AMOT）
AREG1	0.620
AREG3	0.896
AREG 6	0.833
组织支持（OSUP）
OSUP1	0.588
OSUP4r	0.898
OSUP5	0.950
共享愿景（SVIS）
SVIS1	0.952
SVIS2	0.919
SVIS3	0.842
实际工作环境中的行为（IBEH）
IBEH1	0.962
IBEH3	0.858
IBEH5	0.916
倡导行为（CBEH）
CBEH1	0.522
CBEH2	0.505
CBEH3	0.773
CBEH4	1.047

因此，这些是单项目测量，未体现潜在变量。初始的探索性因子分析得到一个五因子解，大多数变量的载荷符合假设。然而，一些项目存在交叉载荷在0.200以内、因子载荷低于0.500，或者删除后会提高构念的克朗巴哈系数的情况。经过多次迭代，共删除了10个项目，最终形成了一个清晰的五因子解，如所示。

参考，凯泽‐梅耶‐奥尔金（KMO）值和巴特利特球形度检验值分别超过了0.6和0.05的理想阈值。KMO表明数据适合进行因子分析，而巴特利特检验则显示变量之间具有可接受的相关性。提取了5个特征值大于1.0的因子，解释了总方差的72.8%。所有项目均按预设的构念分组载荷，且各因子内部载荷相对较高且接近。但CBEH（倡导行为）除外，其最大与最小载荷之间的差异较大，令人担忧。然而，该构念被证实具备区别效度和收敛效度（在后续部分中得到验证），因此保留了这四个项目。

共同方法偏差因子载荷具有统计显著性，表明如果我们不对共同方法偏差进行控制，它将对结果产生偏倚。本研究中呈现的所有拟合优度统计量均来自对共同方法偏差进行控制后的模型。不仅模型拟合指数考虑了共同方法偏差，结构模型中的回归权重也同样进行了控制。

收敛效度和区分效度统计。

构念/维度	系数a	T‐价值	克朗巴哈系数	CRb	AVEc	MSVd	ASVe
自主动机（AMOT）	0.80	0.74	0.50	0.42	0.25
AREG1	0.544	7.500
AREG3	0.818	13.311
AREG6	0.728	11.284
组织支持（OSUP）	0.87	0.82	0.61	0.20	0.11
OSUP1	0.613	9.209
OSUP4r	0.848	13.832
OSUP5	0.853	14.898
共享愿景（SVIS）	0.93	0.89	0.74	0.31	0.20
SVIS1	0.909	17.484
SVIS2	0.896	17.217
SVIS5	0.758	13.161
角色内行为 (IBEH)	0.93	0.87	0.70	0.09	0.04
IBEH1	0.855	14.461
IBEH3	0.762	11.650
IBEH5	0.880	15.102
倡导行为 (CBEH)	0.86	0.78	0.48	0.42	0.22
CBEH1	0.848	13.456
CBEH2	0.785	12.441
CBEH3	0.436	5.505
CBEH4	0.638	9.260

a标准化因子载荷。b组合信度。c平均方差提取量。d最大共享方差e平均共享方差。

在控制共同方法偏差后，通过标准化因子载荷、组合信度（CR）、平均方差提取量（AVE）、最大共享方差（MSV）和平均共享方差（ASV）来评估每个构念的信度和效度（Fornell和Larcker，1981；Hair等，2006）。收敛效度的标准包括标准化因子载荷>0.50，AVE> 0.50，以及CR> 0.70。根据，所有变量和构念均超过期望阈值，除了倡导行为构念的AVE及其一个题项CBEH3的标准化系数。然而，由于探索性因子分析推断出不同CBEH变量可能存在潜在问题，并基于其他统计指标（特别是克朗巴哈系数和组合信度）的较强表现，未作任何修改。每个构念还满足内部一致性信度标准，克朗巴哈系数和组合信度均超过0.70（Fornell和Larcker，1981；Nunnally和 Bernstein，1994）。

AVE的取值范围为0到1，表示由潜在变量引起的总方差的比例。根据前文所述的逻辑，AVE达到或超过0.5表明具有可接受的收敛效度，因为这意味着潜构念平均而言解释了观测变量中50%或以上的方差。如果AVE小于0.5，则测量误差导致的方差大于构念所捕获的方差，此时个别指标以及构念本身的效度都值得怀疑。需要注意的是，AVE是一种更为保守的指标比CR更优。仅基于CR，研究人员可能得出构念的收敛效度充分的结论，即使超过50%的方差是由于误差所致。还应解释标准化参数估计，以确保其具有意义且符合理论（ Malhotra and Dash, 2011，p. 702）。

结构模型的结构方程模型拟合优度统计量

拟合优度	标准	初始	重新指定	拟合良好结构模型	结构模型
预测协方差与观测协方差的拟合
卡方（自由度）	N/A	391.7 （151）	363.1 （148）
相对卡方（CMIN/DF）	<3.0a	2.6	2.1
SRMR	≤0.08b	0.06	0.05
默认模型与独立模型的拟合度
CFI	≥0.95b	0.93	0.94
NFI	≥0.90c	0.90	0.91
TLI	≥0.95b	0.91	0.92
预测协方差与观测协方差的拟合，但
近似误差均方根 ( 90%置信区间 )	≤ 0.06b	0.075（0.066–0.084） 0.072（0.062–0.081）

a克林（1998）。b胡和本特勒（1999）。c本特勒和博内特（1980）。

为了评估区分效度，每个构念的平均方差提取量（AVE）必须>0.50，并且超过平均共享方差（MSV）和平Fornell和 Larcker，1981）。同样，所有构念均超过了期望阈值，除了倡导行为。由于其平均方差提取量（AVE）大于其平均共享方差（MSV）或平均平方协变量（ASV），并且基于其他统计指标的优势，倡导行为构念被认为具有可接受的区分效度。

假设结构模型在AMOS中开发并进行评估。需要注意的是，所有结构模型的统计量均在纳入控制变量收购年龄（ AAGE）、参与者任期（PTEN）和参与者性别（PGEN）后计算得出。包含了相应的拟合优度统计量。初始模型接近拟合良好，但修正指数建议增加三条回归路径以改善模型拟合。因此，在模型中增加了从个人绩效激励到倡导行为、从组织支持到角色内行为以及从共同愿景到角色内行为的路径，并进行了分析。尽管模型拟合并未显著提升，但所有新增路径均具有统计显著性，因此保留在最终的结构模型中。

重新指定的模型以及这些非假设路径的影响将在发现与讨论部分详细阐述。

列出了最终结构模型中各构念之间的统计关系。r2统计量表示自变量能够解释的因变量变异程度。非标准化系数表示每个自变量对因变量影响的原始强度。最后，t值提供了每个系数的显著性水平。展示了结构模型的图形化表示，总结了构念之间的统计关系。

研究人员使用Mathieu和Taylor（2006）开发的技术评估了自主动机的中介效应。这些技术在迭代过程中限制中介关系中每条路径，以使用Sobel检验和自举法等方法确定其显著性（Mathieu和 Taylor，2006）。Mathieu和 Taylor(2006)指出，这些方法能够识别出其他方法会拒绝的间接效应。间接效应描述的是在自变量与因变量之间起中介作用的变量，而自变量与因变量彼此之间没有显著相关性。换句话说，自变量与因变量之间缺乏显著的总效应，常常导致研究人员错误地拒绝显著的中介关系。列出了中介效应检验结果的汇总。

中介效应。

假设的中介路径	自主动机的中介效应
动机 (A‐MOT)
个人激励（I‐INC） ⇒ 角色内行为 (I‐BEH)	无中介作用；直接效应
个人激励（I‐INC） ⇒ 拥护行为（C‐BEH）	部分中介
组织激励（O‐INC） ⇒ 角色内行为（I‐BEH）	无中介作用
组织激励（O‐INC） ⇒ 拥护行为（C‐BEH）	无中介作用
组织支持（O‐SUP） ⇒ 角色内行为（I‐BEH）	无中介作用；直接效应
组织支持（O‐SUP） ⇒ 拥护行为（C‐BEH）	间接效应中介
共享愿景 (S‐VIS) ⇒角色内行为（I‐BEH）	无中介作用
共享愿景 (S‐VIS) ⇒倡导者行为（C‐BEH）	部分中介

多组分析（约雷科格，1971；伯恩，2001）评估了高层与中层管理者以及45岁以上管理者与45岁以上管理者在调节效应上的差异。对每个团队的分析分为三个步骤进行。首先，将AMOS测量模型的因子载荷设定为相等，并与无约束模型进行比较。若两个模型的卡方值在90%置信区间内存在显著差异，则作为拒绝零假设的阈值

45岁以上和以下管理者的多组分析结果。

构念路径	45岁以下		45岁及以上
	系数	T‐值	系数	T‐值
个人激励（IINC） ⇒角色内行为 (IBEH)	0.132	2.078	0.114	1.058
个人激励（IINC） ⇒倡导行为（CBEH）	−0.278	−4.278	−0.185	−2.006
个人激励（IINC） ⇒自主动机（AMOT）	0.020	0.501	0.173	2.846
组织激励（O‐INC） ⇒角色内行为（I‐BEH）	−0.179	−2.627	−0.033	−0.298
组织激励（OINC） ⇒自主动机（AMOT）	0.133	3.115	−0.130	−2.295
组织支持（O‐SUP） ⇒角色内行为（I‐BEH）	−0.202	−2.910	0.196	1.673
组织支持（O‐SUP） ⇒拥护行为（C‐BEH）	0.259	3.575	0.137	1.285
组织支持（O‐SUP） ⇒自主动机（AMOT）	0.125	2.887	0.233	3.177
共享愿景 (S‐VIS) ⇒角色内行为（I‐BEH）	0.146	1.931	0.388	2.975
共享愿景 (S‐VIS) ⇒拥护行为（C‐BEH）	0.283	3.465	0.254	2.633
共享愿景 (S‐VIS) ⇒主动动机（AMOT）	0.262	5.307	0.226	2.965
自主动机（AMOT） ⇒角色内行为（I‐BEH）	0.570	4.023	−0.152	−0.465
主动动机（AMOT） ⇒倡导行为（C‐BEH）	0.346	2.486	0.151	0.494

所列系数为非标准化回归权重。

路径图

测量模型在各组之间是不变的。由于测量模型在管理层级或年龄组之间不是不变的，因此依次释放每个约束，并通过后续模型进行比较，以确定哪些特定因素是非不变的。最后，允许非不变的因素自由估计，从而使卡方显著性提高到0.183对于高层与中层管理者为0.083，对于45岁以下与45岁以上管理者为0.083。

采用类似的方法来评估结构模型的不变性。构念之间的因果路径在各组之间被限制为相等并进行比较。有趣的是，所有路径在管理层级群体中均保持不变，而在没有任何路径在管理者年龄组之间保持不变。在不同年龄组中逐一释放每个约束条件，揭示了假设模型在45岁以上和以下的管理者中的具体差异。提供了有助于在下一节中解读和讨论这些差异的信息。

该结构模型还控制了入职年龄、管理者任期和管理者性别。在九个可能的影响（三条路径连接三个控制变量与两个因变量及一个中介变量）中，仅有两个具有显著性。管理者的任期可能正面地影响其角色内行为（非标准化回归系数 = 0.155；t‐值 2.77），而入职年龄可能正面地影响管理者的自主动机（非标准化回归系数 =0.125；t‐值 2.26）。

讨论

假设检验的结果如所示。有关r 2值、回归系数和t值的列表，请参见和。

对倡导行为的影响

绩效激励、组织支持、共同愿景和自主动机的结合解释了倡导行为中50%的方差。共同愿景对倡导行为具有直接、积极且极有可能的影响。事实上，它是唯一对倡导行为产生直接正面影响的自变量。

共同愿景还通过自主动机间接影响倡导行为，表明存在部分中介效应。共同愿景对倡导行为的总效应为0.286。比较各因变量的总效应，共同愿景对倡导行为的影响强于个人激励、组织激励和组织支持的综合影响。

一项意外的发现表明，个人绩效激励直接减少了倡导行为。乍一看，这似乎有违直觉，因为个人激励仅针对角色内行为。然而，研究人员已提出角色内行为与组织公民行为（OCBs）。贝热龙（2007）提出，在基于结果的奖励系统下，公民行为（OCBs）的增加将导致角色内行为的减少，反之亦然。鉴于公民行为（OCBs）和倡导行为均为角色外行为（莫里森和菲利普斯，1999），我们的研究结果似乎反映了贝热龙的研究成果。

中介分析显示，组织支持通过自主动机对倡导行为产生显著且积极的间接中介作用。在这种情况下，间接中介效应比不显著的直接效应强近50%，分别为0.09和0.06。

中介分析还表明，自主动机在个人激励对倡导行为的影响中起到了部分中介作用。这一发现与中无约束分析的结果相矛盾，后者显示个人激励与自主动机之间的路径不显著（否定了中介作用）。因此，中介分析通过分离个体路径以更准确地检验其效应，并采用偏差校正的自助法进行估计，提供了对中介关系更为准确的评估。

研究发现，自主动机在个人激励对倡导行为的影响中起着正面的中介作用。然而，个人激励与倡导行为之间意外出现的负向直接效应导致了负向的总效应。还应注意的是，个人激励对倡导行为的正向间接效应非常微弱，其回归系数0.03仅为直接效应的25%。

最后，组织支持并未正面地影响倡导行为。除了1.55的较低t值外，组织支持对倡导行为的影响较弱，其回归系数为0.06。

角色内行为的影响

绩效激励、组织支持、共同愿景和自主动机的组合仅解释了角色内行为方差的18%。在假设的三个直接效应中，只有一个即个人激励具有显著影响。组织激励和自主动机均未对角色内行为产生显著影响。由于自主动机（AMOT）对角色内行为（IBEH）的影响不显著，因此关于角色内行为的所有中介假设均不显著。然而，我们对该发现的置信度持谨慎态度，因为自主动机（AMOT）到角色内行为（IBEH）路径的标准误较高，达到0.155，这无疑增加了I 类误差的可能性。若标准误更低，则可能否定对多个中介假设的拒绝，从而显著改变整个研究的发现。鉴于后续研究的需要，研究人员应改进测量自主动机的题项，以实现对中介假设更准确的预测。

最有趣的发现是组织激励对角色内行为的影响非常小。其直接效应为 −0.021，间接效应为0.004，总效应为 −0.017，所有数值均不显著。这一发现表明为并购经理提供大量组织激励的常见实践完全无效。

一个意外的发现表明，共同愿景对角色内行为具有直接且正面的影响。事实上，共同愿景对角色内行为的影响比个人激励对角色内行为的影响强35%，其回归系数分别为0.17和0.11。考虑到薪酬‐绩效关联在补偿文献中所强调的个人激励与角色内行为之间的强关联性，这一点相当引人注目（巴克林和狄金森，2001；麦吉等，2006）。我们认为这可能是一个值得进一步研究的有趣课题。

上一节讨论了个人激励对角色内行为和倡导行为产生的相反影响，以及这种现象如何支持了贝热龙（2007）的研究工作。换句话说，这些相反的影响模仿了贝热龙提出的角色内行为与组织公民行为之间的逆向关系。类似的现象是由组织支持对角色内行为的负向直接影响与组织支持对倡导行为的正向间接影响所导致的。随着组织支持的增加，倡导行为增加，而角色内行为减少。

自主动机的影响因素

绩效激励、组织支持和共同愿景共同解释了自主动机中41%的方差。组织支持和共同愿景是自主动机的主要预测变量，几乎贡献了全部效应。相反，个体激励和组织激励与自主动机相关的回归系数分别为0.04和0.02，是本研究中最弱的系数之一。考虑到自我决定理论（SDT）认为激励会降低自主动机，这一结果颇为有趣。在本研究和情境中，SDT并未得到