關系沖突對承包人履約行為的影響
——關系治理的調節作用

鄭霞忠， 王 爽， 晉良海， 鄧 威， 鄭宇航

(三峽大學 水利與環境學院， 湖北 宜昌 443002)

改善項目管理績效的關鍵在于激勵承包人改善其履約行為[1]。交易成本理論和組織行為理論認為，人的理性是有限的，成員間產生敵意、對抗、摩擦等不和諧的局面，加之成員自身的自利傾向，極容易引發一定的行為傾向[2]。因此，在誘導承包人積極履約行為過程中，沖突是不可忽視的重要因素之一。有學者認為沖突本質上是情緒性的、消極的[3]。因而，在工程領域對這種消極關系沖突的有效治理，削弱其對行為的負面影響效應就顯得至關重要。

嚴玲等[4]構建了工程合同參照點效應模型，并引入心理誘導變量——公平感知，驗證了承包人的履約行為受到初始合同參照基準的影響；陳夢龍等[5]構建柔性合同對承包人履約行為影響的研究模型，并引入調節變量——信任，證實了柔性合同與履約行為間存在消極和積極兩條路徑。但目前探索承包人行為改善途徑的研究視角主要以契約參照點為主要關注切點，卻忽視了沖突這一重要的組織交互過程變量對履約行為的影響。契約參照點理論指出，締約方以契約為判斷權利得失的參照點，若一方在交易關系中感知到享有基本權益，就會采取積極的履約行為[6]。然而關鍵社會因素的缺失和環境的不確定性使得契約具有不完備性，單純依靠契約來治理承包人的行為決策是不充分的[7]。而關系治理可以補充隨關系的持續發展而出現的契約無法完全覆蓋的方面，也能減緩合作過程中出現的負面情緒和沖突，進而抑制不恰當的行為，促進期望行為。

鑒于上述分析，本研究在交易成本理論與組織行為理論的基礎上，探討了關系沖突對承包人履約行為的影響路徑，并進一步檢驗了關系治理對于二者之間關系的調節作用。最后基于研究結論，提出相應的管理啟示。研究結果為應對和有效抑制承包人機會主義行為提供了理論基礎。

1 理論基礎與研究假設

1.1 關系沖突

沖突意味著成員之間不兼容的觀念與態度，甚至最終導致對抗的局面。Jehn[8]將沖突分為任務沖突與關系沖突：任務沖突是組織間在完成項目具體任務時，在目標、措施、內容等方面存在不一致的看法或分歧[9]；關系沖突是卷入沖突的組織對沖突事件的情感反應，表現出消極的情緒和公然的敵對行為[10]。在工程項目中，關系沖突可能是組織間價值觀的不一致或某一方的需求得不到滿足而引起的。它一方面會導致合作伙伴間信任減少，激發敵意和對抗行為；另一方面會分散成員完成任務的時間和精力，造成無謂的資源浪費，進而影響目標的實現。當前有研究表明，若關系沖突得不到控制，將導致任務沖突對組織產生負面效果。但有效地控制了關系沖突時，任務沖突將會對組織呈現正面效果[11]。于是我們認為，當關系沖突得到有效治理，那么沖突的兩個維度都將對組織具有積極的促進作用。因此，本研究著重探析關系沖突對承包人履約行為產生影響的治理路徑。

1.2 承包人履約行為

履約行為是指簽約后承包人履行合同義務的情況，分為盡善履約行為、字面履約行為和機會主義行為[12]。以合同精神為前提，有主動提出利于項目建設的合理意見、改善項目的額外工作等行為稱為盡善履約；只按照合同字面規定的義務完成交易目標稱為字面履約行為；利用招標文件漏洞采取不平衡報價，甚至在施工過程中采取偷工減料等行為稱為機會主義。機會主義行為會損害關系的長期利益，同時也降低了交易績效。承包人在自身利益的驅動下，往往會采取投機行為為己方謀取私利，這種機會主義的盛行會嚴重影響組織間關系的和諧與項目質量。

1.3 關系治理

作為協調組織間關系的一種手段，有學者已證實有效的關系治理對于合作關系、行為態度的改善具有重要的作用[13]。Lusch等[14]認為關系治理主要是指合作雙方使用關系規范或者對關系的預期來抑制投機行為。萬俊毅[15]認為關系治理是正式契約以外的具有自我履行機制的一切能提高合約履行績效的社會關系活動。

關系治理具有處理無法預知的事件的優勢，能夠對合作伙伴的行為起到調節和塑造作用，解決具體運作過程中的矛盾。工程項目具有高度的不確定性，無法完全預估項目整個周期內的潛在問題，僅靠契約治理是不全面的，關系治理這一調節變量的引入可以極大地促進期望行為。根據現有文獻研究，本文將信任[16]、溝通[17]和聲譽機制[18]作為衡量關系治理的重要因素。

1.4 關系沖突對承包人履約行為的影響

在工程項目實施過程中，由于參與主體存在差異性，同時又受到內外部眾多不確定性因素的影響，不可避免地會發生沖突[19]。各種沖突事件會導致彼此間關系不和諧，出現不滿等情緒。當這種不滿情感超過承包人負面心理閾值時，會產生消極的做事態度，在進行合同履約過程中極有可能采取機會主義行為以達到心理平衡。使得他們不愿意為業主付出自己的資源，很難承擔合同要求之外的任務，如彌補合同漏洞等工作。承包方的施工經驗多于業主方，掌握更多的項目建設信息，極容易為追求自身利益采取不平衡報價，或要求變更、索賠等行為。這種機會主義行為損害長期的伙伴關系，也會導致大量豆腐渣工程的出現，嚴重危害了建筑市場的健康發展。因此，沖突的產生會大幅度提高承包人的機會主義行為發生機率。由此，我們提出如下假設：

假設1：關系沖突與承包人盡善履約行為負相關；

假設2：關系沖突與承包人字面履約行為負相關；

假設3：關系沖突與承包人機會主義行為正相關。

1.5 關系治理的調節作用

工程建設項目中，信任是指承包人不會采取機會主義行為且會讓業主感知滿意的預期。根據交易成本理論與關系交換理論，信任作為一種主要的關系治理能夠減少投機行為，所以合作伙伴都愿意分配更多的資源到關系中，并且對這些資源保證能夠產生回報具有信心[20]。信任可促進參與者致力于解決問題，減少不和諧的關系，有利于抑制關系沖突的出現。同時由于信任的治理作用，使成員的關注重點從自身轉向關系層面的整體利益，也自然地促使了成員向整體的目標做出努力，主動地承擔合同之外的責任。因此，承包商與業主間的信任有助于形成規范的組織行為，創造和諧的工作氛圍，默契地解決工程建設過程中的沖突等問題，從而調動承包人履約行為的積極性與主動性。由此，我們提出如下假設：

假設4：承發包商間的信任水平對兩者間關系沖突與履約行為的關系存在調節影響；

假設4a：承發包商間的信任弱化了關系沖突與盡善履約行為之間的負相關關系；

假設4b：承發包商間的信任弱化了關系沖突與字面履約行為之間的負相關關系；

假設4c：承發包商間的信任負向調節了關系沖突與機會主義行為間的正向關系。

溝通是一種降低信息不對稱的手段，以達到團隊間專業知識和信息的有效整合的目的。有效的溝通有利于信息等資源的共享，促進團隊的任務自反性，從而激勵成員主動地承擔責任與風險。反之，由于成員間缺少溝通，項目運作過程中出現的沖突等問題不能得到及時有效的解決，當彼此間積累的問題達到一定程度時，極容易導致機會主義的滋生。以往研究表明，良好的溝通可以緩解破壞性沖突，提高關系質量。Stewart等[21]認為溝通是一種具有積極作用的治理方式，積極的互動與溝通可以促使成員增加了解，減少誤解和沖突。Morgan等[22]認為溝通可以有效地解決爭端、促進目標趨同，從而使關系螺旋上升。承包商與業主間的溝通能夠解決沖突誤解，有效抑制機會主義行為，進而促進合作的執行。由此，我們提出如下假設：

假設5：承發包商間溝通對兩者間關系沖突與履約行為的關系存在調節影響；

假設5a：承發包商間溝通弱化了關系沖突與盡善履約行為之間的負相關關系；

假設5b：承發包商間溝通弱化了關系沖突與字面履約行為之間的負相關關系；

假設5c：承發包商間溝通負向調節了關系沖突與機會主義行為之間的正向關系。

聲譽是一種動態的、長期的競爭資本，可以保證市場上的契約得以順利執行。信息經濟學觀點認為，市場聲譽的有效傳遞可以讓沒有擁有私人信息的交易方認為自己已經獲得另一方所付出的部分承諾[23]。承包商建立保障自身的良好聲譽不僅有助于與業主順利進行下一次交易合作，而且可以借助建筑領域的聲譽擴散機制，利于吸引更多的業主與之合作。不良聲譽會擴展到其在建筑市場的其他交易活動。承包商的機會主義行為不僅給自己的聲譽造成負面影響，而且會破壞建筑市場的健康、正面發展。承包人屢次在合同中的履約行為會形成他們的市場聲譽。在項目招投標過程中，特別是大型的水利項目，為了避免因為選擇合作方而帶來的失敗成本，往往聲譽更優的承包人會被優先考慮其作為合作方。同時，這種聲譽機制可以彌補由于合同不完備所帶來的諸多風險，促進承包人積極的履約行為。在聲譽機制的促使下，承包人會采取正面的方式解決矛盾與問題，避免了機會主義的發生機率。由此，我們提出如下假設：

假設6：承發包商間聲譽機制對兩者間關系沖突與履約行為的關系存在調節影響；

假設6a：承發包商間聲譽機制弱化了關系沖突與盡善履約行為之間的負相關關系；

假設6b：承發包商間聲譽機制弱化了關系沖突與字面履約行為之間的負相關關系；

假設6c：承發包商間聲譽關注負向調節了關系沖突與機會主義行為間的正向關系。

綜上所述，關系治理調節下關系沖突對承包人履約行為影響的理論研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

2 研究設計

2.1 研究樣本

本文以工程領域承包人、業主為主要調查對象，采取問卷調查方式進行數據收集。表1為該調查的樣本信息。剔除漏選等不合格問卷，共計收集到有效問卷227份，問卷回收率為82.5%。其中承包人138人，業主33人。被調查者77.53%從事工程領域三年以上，且具有相關的工作經驗。學歷89.87%在本科及以上。因此，從控制相關變量方面已保證了該調查結果的可靠性。

表1 樣本特征性描述統計(N=227)

2.2 變量測量

研究涉及關系沖突、承包人履約行為等多個變量。這些變量的測量題項均借鑒國內外的成熟量表，并根據實際研究情境進行適當的修改，以保證量表的信效度。

關系沖突參考Jehn等[11]編制的量表，將題項從個人層面的調查改為組織層面的調查，共4個題項；信任參考了Wu[24]等的量表，并根據實際研究情況舍棄了個別題項，包括關系型信任7個題項，算計型信任4個題項；溝通借鑒Paularj等[25]編制的量表，并在該量表的研究基礎上選取了共5個題項；聲譽機制在借鑒Carson等[26]研究的基礎上，選取了4個題項；履約行為參考嚴玲等[27]的量表，其中盡善履約行為5個題項，字面履約行為4個題項，機會主義行為4個題項。所有題項均采用5點Likert 量表形式進行評價，從“1=非常不同意”到“5=非常同意”。

3 數據分析

3.1 信度與效度檢驗

關系沖突、信任、溝通、聲譽關注、盡善履約行為、字面履約行為和機會主義行為7個變量的平均提取方差AVE分別為0.522，0.552，0.651，0.555，0.584，0.737，0.754，均大于0.5；7個變量的α值分別為0.701，0.916，0.875，0.747，0.835，0.883，0.909，均高于0.7。各個變量的綜合信度CR均大于0.8。因此，本研究量表具有較高信度。各個變量的因子載荷均高于0.5，可見量表的收斂效度滿足需求。如表2所示，對角線位置的數值表示的是7個變量的平均提取方差平方根。若該處的數值均大于各變量及其他變量的相關系數，則可表明各個變量間具有較好的判別效度。

3.2 假設檢驗

本研究采用多元回歸分析法分別檢驗信任、溝通和聲譽關注的調節效應：關系沖突作為自變量，盡善履約行為、字面履約行為和機會主義行為作為因變量。將關系沖突、信任、溝通和聲譽關注進行中心化處理，得出相應的乘積項。

3.2.1 信任的調節效應檢驗

具體結果如表3所示。(1)在盡善履約行為模型中，將模型1中“關系沖突”與“信任”帶入方程得到β=-0.437，p<0.001，因此關系沖突與盡善履約行為負相關，即假設1得到證實。將交互項“關系沖突×信任”帶入方程得到交互系數為0.217，p<0.001，因此信任對關系沖突與盡善履約行為之間的負向關系有正向調節作用，即假設4a得到驗證。(2)字面履約行為方程模型中，將“關系沖突”和“信任”帶入方程中得到β=-0.138，p<0.001，因此關系沖突與字面履約行為負相關，即假設2得到證實。將交互項“關系沖突×信任”帶入方程得到交互系數為0.205，但p>0.05，模型并不顯著，即假設4b未得到驗證。(3)機會主義行為方程模型中，將“關系沖突”和“信任”帶入方程得到β=0.499，p<0.001， 因此關系沖突與機會主義行為正相關，即假設3得到證實。將交互項“關系沖突×信任”帶入方程得到交互系數為-0.072，p<0.001，因此信任負向調節了關系沖突與機會主義行為之間的關系，即假設4c得到驗證。

表2 描述性統計及相關系數

表3 信任調節效應檢驗

3.2.2 溝通的調節效應檢驗

具體結果如表4所示。(1)在盡善履約行為模型中，將模型1中“關系沖突”與“溝通”帶入方程得到β=-0.426，p<0.001，因此關系沖突與盡善履約行為負相關，即假設1得到證實。將交互項“關系沖突×溝通”帶入方程得到交互系數為0.067，p<0.001，因此溝通弱化了關系沖突與盡善履約行為間的負向關系，即假設5a得到驗證。(2)字面履約行為方程模型中，將“關系沖突”和“溝通”帶入方程中得到β=-0.121，p<0.001，因此關系沖突與盡善履約行為負相關，即假設2得到證實。將交互項“關系沖突×溝通”帶入方程得到交互系數為0.012，p>0.05,模型不顯著，即假設5b未得到驗證。(3)機會主義行為方程模型中，將“關系沖突”和“溝通”帶入方程中得到β=0.519，p<0.001，因此關系沖突與機會主義行為正相關，即假設3得到證實。將交互項“關系沖突×溝通”帶入方程，交互系數為-0.043，p<0.001，因此溝通負向調節了關系沖突與機會主義行為之間的關系，即假設5c得到驗證。

3.2.3 聲譽的調節效應檢驗

具體結果如表5所示。(1)在盡善履約行為模型中，將模型1中“關系沖突”與“聲譽”帶入方程得到β=-0.4，p<0.001，因此關系沖突與盡善履約行為負相關，即假設1得到證實。將交互項“關系沖突×聲譽”帶入方程得到交互系數為0.166，p<0.001，因此聲譽正向調節了關系沖突與盡善履約行為間的負向關系，即假設6a得到驗證。(2)字面履約行為方程模型中，將“關系沖突”和“聲譽”帶入方程得到β=-0.142，p<0.001，因此關系沖突與字面履約行為負相關， 即假設2得到證實。將交互項“關系沖突×聲譽”帶入方程，交互系數為0.089，p<0.001，因此聲譽正向調節了關系沖突與字面履約行為間的負向關系，即假設6b得到驗證。(3)機會主義行為方程模型中，將“關系沖突”和“聲譽”帶入方程得到β=0.502，p<0.001，因此關系沖突與機會主義行為正相關，即假設3得到證實。將交互項“關系沖突×聲譽”帶入方程得到交互系數為-0.036，p<0.001，因此聲譽負向調節了關系沖突與機會主義行為之間的關系，即假設6c得到驗證。

表4 溝通調節效應檢驗

表5 聲譽調節效應檢驗

4 研究結論與啟示

4.1 研究結論

實證研究結果表明：

(1)關系沖突會對承包人履約行為產生影響，一定程度的關系沖突會抑制承包人盡善履約和字面履約的意愿，這與現有文獻中關系沖突對團隊合作存在著消極影響的研究一致。業主與承包人作為不同利益的主體，在實現項目建設目標過程中，極容易產生矛盾和沖突。若這些沖突不能及時得到緩解，承包方的情緒和行為等會出現負面、消極表現，對項目建設的投入程度將減少，進一步表現為機會主義行為的增加，勢必會影響項目績效。

(2)關系治理在關系沖突與承包人履約行為之間扮演了重要的調節角色。關系治理中的信任、溝通、聲譽機制三個維度對關系沖突與承包人的盡善履約行為和機會主義行為均具有調節作用，即高水平信任、有效溝通或健全聲譽機制下，關系沖突對承包人盡善履約行為的負面影響較小，同時可以弱化關系沖突與機會主義行為間的正向關系。但只有聲譽可以正向調節關系沖突對字面履約行為的影響效應。正如Zaheer等[28]指出，關系治理是維系組織的連續性和強化合作關系的重要手段，它可以通過社會規范約束組織行為，促進組織間沖突的自我協調。

4.2 管理啟示

承發包商間的關系沖突會影響承包人的履約行為，因此要及時調和出現的矛盾，避免其進一步給合作績效帶來重創。

首先，業主與承包商間要始終保持較高的信任水平。信任會增進合作雙方的主動協作行為，提高信息交換效率。承發包間的沖突和不和諧關系會阻礙項目建設的成功，而信任會促使雙方的關系逐漸向合作范式轉化，致力于項目整體價值的提升。信任是雙方建立良好關系的前提，同時也是合作的基礎。在高水平信任下，沖突雙方會及時化解彼此間情感上的矛盾，促進積極的合作行為。

其次，承發包商在合作過程中要及時、有效地進行溝通。溝通是不同利益主體間信息共享和關系發展的重要因素。有效的溝通可以解決爭端，削弱不確定因素的影響，促進伙伴間目標趨同，達成利益結盟。同時，頻繁的溝通會使承包人感覺被依賴和尊重，從而積極投身到關系維護和項目整體價值。開放的信息和情感交流將激勵承包人更加主動地承擔責任和風險，充分利用現有資源實現組織目標。

最后，建筑行業要建立良好的聲譽機制。一方面，聲譽會激勵承包方行動，付出工作要求之外的努力來構建和維護自身的聲譽。另一方面，承包方會更在意對其聲譽造成負面影響的行為，進而不斷約束自身的行為，抑制這種行為的出現。從長遠的利益角度看，較佳的聲譽會給個人或團隊帶來更多有價值的無形資源，贏得更多的信賴。因此，即使在情感上對業主有諸多的不滿，考慮到自身聲譽和利益，承包人也會積極地履約并嘗試新挑戰。