制度距离、组织认同与企业机会主义行为研究

曾伏娥　刘红翠　王长征

(武汉大学经济与管理学院)



制度距离、组织认同与企业机会主义行为研究

曾伏娥刘红翠王长征

(武汉大学经济与管理学院)

摘要：在交易成本理论的基础上，将制度距离分为正式制度距离和非正式制度距离，应用基于偏最小二乘法的结构方程模型深入探析不同维度的制度距离对机会主义行为的影响，以及组织认同在这一过程中的作用。研究发现：正式制度距离负向影响机会主义行为；非正式制度距离正向影响机会主义行为；组织认同是制度距离和机会主义行为之间的中介变量。

关键词：机会主义行为； 制度距离； 组织认同

1研究背景

机会主义行为是指在交易中不道德地追求自身利益的行为[1]，通常表现为隐藏或扭曲相关信息、逃避或不履行承诺等[2]。现实中，机会主义行为广泛存在且形式多样，对合作双方的长远利益和战略发展构成了较大负面影响，一直是学术界和企业界关注的焦点。

当前，已有很多学者从交易成本的视角探讨了环境不确定性与机会主义行为的关系，并取得了较多的成果。需要指出的是，现有研究在分析环境不确定性时，要么笼统地指代环境要素，要么主要从市场环境入手研究(如市场需求的多样性[3]和波动性[4]等)。总体而言，现有研究中环境不确定性的外延略显模糊，对具体环境要素的研究也不够全面，尤其缺乏对市场环境以外的其他环境要素的研究。此外，需要特别指出的是，制度环境与市场环境在稳定性方面存在差异，市场环境瞬息万变、不可预测，而制度环境相对稳定、可预测。由此，制度环境对机会主义行为的影响与市场环境可能存在较大差异，有必要深入探讨制度环境对机会主义行为的影响过程和机制。

现有研究在分析渠道环境与机会主义行为的关系时，习惯于将双边关系放在同一情境中进行考察[2，5]。随着当前全球经济一体化进程的不断推进，现有研究对这种环境差异情境下的企业双边关系关注不多[6]，也缺乏足够的解释力。就制度环境而言，渠道中的制度环境差异提高了合作双方所面临的风险和不确定性，使得渠道行为更加难以预测，因此，机会主义行为也更加难以监督和控制。

目前，制度距离得到了学界和企业界的广泛关注。有关研究表明，制度距离提高了渠道成员间的协调成本，不利于渠道成员间信任的建立，降低了渠道的整体绩效，但现有研究并没有仔细区分不同维度下制度距离对企业行为的影响，大都认为不同维度的制度距离对企业行为产生的影响是一致的。本研究认为，制度距离对机会主义行为的影响不能一概而论：一方面，不同层次的制度的构成要素不同；另一方面，不同层次的制度在正式性和默会性方面存在差异，因此，不同维度的制度距离可能会对渠道成员的行为产生不同的影响。

制度环境对渠道行为的影响不仅在于塑造了渠道成员的行为模式，还在于渠道成员被制度距离分隔会形成各具特色的组织心理。具体到渠道关系中，组织认同是指渠道成员在价值观和经营行为上同其合作伙伴具有一致性。一般而言，渠道成员间的组织认同会受到制度距离的影响，具有相似文化背景的渠道成员更容易形成组织认同，具有较高组织认同的渠道成员会更多地考虑对方的利益，而并非仅仅是关注自身利益[8]，因此，会导致渠道中的合作行为增加，机会主义行为减少。由此可以认为，组织认同在制度距离对渠道行为产生影响的过程中充当了中介的角色。鉴于此，有必要从理论上进一步探讨组织认同在制度距离对渠道行为影响过程中的中介作用。

综上所述，本研究借鉴交易成本理论，系统探讨制度距离对渠道成员机会主义行为的影响，并试图以组织认同为中介变量建立制度距离与机会主义行为之间的潜在关系路径模式，以期对现有研究进行有益的扩充，进而为全球化背景下的渠道关系提供管理启示。

2理论基础与研究假设

2.1制度距离与机会主义行为

制度是人类社会的交往规则，是人为设计的限制人类互动行为的条件[9]。新制度主义学者认为，制度环境可以在很大程度上解释组织的行为和战略。一般而言，可将制度划分成以下两类[10]：①正式制度，指个体在社会交往中不得不遵守的规则，通常是成文的规定；②非正式制度，指个体在社会交往中自然形成的行为规范(如文化风俗、商业惯例等)，其核心是社会个体共有的规范、信仰和价值观[9]。对于制度环境的维度划分，SCOTT[11]认为，可将制度环境划分为管制、规范和认知3个维度。KOSTOVA[12]在此基础上将制度距离定义为不同地区在管制、规范和认知制度环境上的差异程度。具体如下：①管制距离，反映了不同地区在法律法规上的差异，描述了什么事情“允许做”和“不允许做”；②规范距离，反映了不同地区在信仰、价值观、规范上的差异，描述了什么事情“应该做”和“不应该做”；③认知距离，反映了不同地区在社会认知、认知结构和文化上的差异，描述了什么事情“能做”和“不能做”。其中，管制制度对应正式制度，规范制度和认知制度对应非正式制度。为了更好地反映研究问题，本研究采用“制度二分法”，将制度距离定义为不同地区在正式制度环境和非正式制度环境上的差异，即正式制度距离和非正式制度距离。

在渠道关系中，机会主义行为广泛存在且表现形式多样。渠道成员的经营和存续镶嵌在特定的社会环境中[13]，其行为不可避免地受到外部环境的影响，而这种影响同样体现在机会主义行为的决策过程中。大多数学者将关注度聚焦在市场环境上，鲜有涉及其他环境要素，而制度环境作为重要的环境因素，尚未在渠道管理领域获得足够关注。此外，类似于文化差异，制度环境差异造成了渠道成员间的陌生和缺乏认同，渠道成员必须花费额外的成本熟悉市场、收集信息、协商谈判以及保证合约履行[12]。交易成本的提高无疑降低了渠道成员间交往与合作的可能性和频率，为机会主义行为创造了空间。相比之下，制度环境相似时，渠道成员间有着类似的行为规范(如惯例和商业实践等)、同等的商业信任，双方彼此信任，能在对方的环境中游刃有余地开展经营活动。需要说明的是，鉴于正式制度和非正式制度的构成要素不同，且在正式性和默会性方面存在差异，因此，要综合考虑制度距离对机会主义行为的影响[7]。

2.1.1正式制度距离与机会主义

正式制度距离是指不同的区域或组织在法律法规以及执法、仲裁、监管力度等方面的差异。具体如下。

(1)正式制度规定了经济参与者的权利、义务和责任，是所有渠道成员必须遵守的社会规则[9]任何试图突破正式制度的行为都会由于失去合法性而面临极高的内外部成本，因此，正式制度在潜移默化中统一了渠道成员的合理行为模式[1]，构成了渠道成员的行为框架。更重要的是，由正式制度建立的行为框架具有较高的清晰性、统一性与确定性，在一定程度上降低了渠道环境的不确定性，抑制了渠道成员的机会主义行为。

(2)正式制度距离进一步降低渠道环境的不确定性 正式制度是成文的法律法规条款，身处不同制度环境的渠道成员可以通过学习快速了解其他渠道成员的正式制度环境[10]。该过程让渠道成员有机会改善渠道环境的信息不对称状况，降低渠道环境的不确定性，提高合理运用惩罚的能力以及发现机会主义行为的能力[5]，从而降低合作伙伴的机会主义行为倾向。此外，较大的正式制度距离意味着较大的正式制度差异，也意味着渠道成员可以运用更多的正式制度约束彼此的行为，将渠道成员的行为限制在更具体、更清晰的框架内，从而降低渠道环境不确定性，减少机会主义行为。

由此，提出以下假设：

假设1正式制度距离减少渠道中的机会主义行为。

2.1.2非正式制度距离与机会主义

非正式制度距离是指不同的区域或组织在价值观、信仰、规范等方面的差异。具体如下。

(1)非正式制度通常以隐性方式存在，需要经过较长时间的学习才能为己所用[10]对渠道成员而言，有关非正式制度的知识是一种具有独特价值的异质性资源，因此，基于自身利益的考虑一般不愿与他人分享，这使渠道中有关非正式制度的信息变得不透明。基于以上两个原因，非正式制度因素提高了渠道环境的信息不对称水平，为机会主义行为创造了条件[2]。由此，当非正式制度距离较大时，渠道中的信息不透明且高度不对称，这使得渠道中的机会主义行为难以被发现[2]，渠道成员的机会主义倾向显著提高。

(2)较大的非正式制度距离意味着渠道中缺乏共同的价值观和信仰 在没有层级制度监督的情况下，渠道成员为谋求自身利益而进行机会主义行为的可能性较大[14]。当非正式制度距离较小时，说明渠道环境中拥有众多相似的价值观和信仰。相似的价值观让渠道成员相信拥有共同的愿景，其他成员目标的实现有利于自身目标的达成，因此，渠道成员选择加强合作而不是采取机会主义行为[15]。由此，有学者将共同价值观看做是一种能有效抑制机会主义行为的机制[16]。

由此，提出如下假设：

假设2 非正式制度距离增加渠道中的机会主义行为。

2.2组织认同的中介作用

组织的价值观、目标、使命、行为惯例等共同构成了组织的核心特征，使之与其他组织相区别开来[8]。组织认同则是管理者及其利益相关者共同持有的，关于组织核心的、持久的、独特的特征的认识[17]。组织认同在管理者与各方利益相关者频繁互动的过程中形成，通过一系列的过程、活动和事件逐渐在管理者和利益相关者的头脑中具体化[8]。基于此，组织认同是动态变化的，管理者可以通过有效的管理使之与消费者的需求及社会的要求相适应[18]，以提高企业对环境的适应能力，促进企业的生存与发展。

面对瞬息万变的市场，组织在经营过程中需要持续不断地收集、归类、分析和解读外部环境信息[19]，并根据市场变化动态调整其组织架构、发展战略、经营理念等，以更好地满足消费者需求。由此，组织认同是组织适应市场变化的产物，是组织对外部环境结构化处理的结果[19]。此外，组织认同的形成意味着组织与其利益相关者之间构建了相对稳定的互动模式，即彼此的思维方式、行为逻辑已固化到双方的合作行为中。高度的组织认同能提高合作效率，降低机会主义行为，使双方的合作关系良性发展。由此可见，制度环境作为重要的环境因素在对组织行为产生影响的过程中，首先会对组织认同的形成和变化产生影响；然后，通过组织认同对双边关系中的机会主义行为产生影响，即在制度环境对机会主义行为产生作用的过程中，组织认同承担了中介的角色。

2.2.1正式制度距离与组织认同

如前文所述，正式制度将渠道成员的行为限制在明确的框架内，塑造了清晰明确、相对稳定的正式制度环境。ANAND等[19]认为，组织认同是组织对环境结构化处理的结果，而环境的复杂程度、稳定程度直接影响结构化处理的过程。正式制度清晰明确、相对稳定的特征有利于组织快速准确地归类信息，加速环境结构化处理的过程，促进组织认同的形成。

具体而言，当渠道中的正式制度差异较大时，即正式制度距离较大时，渠道环境中将存在更多的需要渠道成员遵守的正式制度，渠道的正式制度环境也更加清晰化、明确化。此时，渠道成员对环境的结构化处理过程将更加顺畅。由此，正式制度距离提高了渠道环境中正式制度的明确性和稳定性，进一步促进了组织认同的形成。由此，提出以下假设：

假设3正式制度距离提高渠道成员间的组织认同感。

2.2.2非正式制度距离与组织认同

非正式制度既是社会中所共享的规范、信仰和价值观，也是评价组织行为合理性的社会标准。渠道成员不仅要遵守法律规范，还要尽力达到社会大众的期望，获得组织合理性[17]，因此，渠道成员将以社会大众认可的方式采取行动[6]。

当渠道中的非正式制度差异较大甚至相互冲突时，符合一种社会规范的行为极有可能与其他社会规范不相容，因此，渠道成员的行为符合所有社会规范的概率降低。此时，渠道成员将面临较大的合理性压力，难以获得利益相关者的信任[6]以及其他渠道成员的组织认同；但当渠道环境中的社会规范高度相似时，渠道成员获得社会认可的难度降低，提高组织认同感的可能性增大。

SCOTT 等[8]认为，渠道成员在交往中会比较彼此间的相似之处和不同之处，当感知到彼此拥有较多相似的信仰和价值观时，便会产生较强的组织认同感，反之亦然。基于此，渠道环境中相似的非正式制度有利于渠道成员间产生较高的组织认同感。由此，提出以下假设：

假设4非正式制度距离降低渠道成员间的组织认同感。

2.2.3组织认同与机会主义行为

大量研究表明，组织认同对渠道关系的发展有积极作用。具有高度组织认同感的渠道成员之间交往频繁，相互帮助和支持[20]，信息共享，共同解决问题[21]，努力达到组织的目标[8]，渠道中的合作行为也会随之增加。此外，具有较高组织认同感的渠道成员之间强调彼此的共同之处，往往愿意给予合作伙伴更好的机会和更多的收益[22]。但是，当组织之间的认同感较低时，渠道成员间的交往缺乏信任，其行为更多考虑自身的利益而不是合作伙伴的利益[8]，因此，组织间的合作行为减少，机会主义行为增加。由此，提出以下假设：

假设5渠道成员间的组织认同减少渠道中的机会主义行为。

本研究的概念模型见图1。

图1　概念模型

3研究设计

3.1数据收集和样本描述

本研究以渠道中的制造商与其非本地的分销商之间的关系为研究对象，从制造商的角度收集数据，涵盖汽车制造、金融保险、外贸、能源开发等行业。此外，也包含了国有、民营、合资和外资等不同所有制性质的企业，以此保证和提高研究结果的普适性。

本研究的问卷调查过程如下：①通过电子邮件将问卷发送给被调研企业负责战略运营或供应链管理的部门经理或高层管理人员；②由问卷填写者先选择一个非本地的分销商，然后回答所在企业与这个分销商有关的问题(如该分销商所在地区制度环境与自身企业的差异等)；③填答完毕后将问卷通过电子邮件反馈给本课题组。总计发放问卷100份，回收97份，剔除无效问卷16份，共收集有效问卷81份，问卷有效回收率为83.5%。被调研企业的基本特征见表1。

3.2变量测量

本研究的测量量表均源自国外文献，对所有题项都采用翻译-回译程序[23]，以确保题项翻译的准确性，避免中英文语义差异带来的影响。此外，本研究还就量表的内容完整性、相关性、流畅性同5位国内本土企业的高层管理人员进行沟通，据此调整了部分题项的内容和措辞，以保证被访者对量表的理解一致。测量量表均采用Likert 7点法测度，1～7表示从“完全不同意”到“完全同意”。

(1)正式制度距离该变量的测量根据KOSTOVA[12]提出的方法，同时参考YANG等[6]的研究，进行翻译改编形成有关量表，包括5个题项，用于测量渠道中影响商业战略和运营的正式制度，包括政府监管力度、知识产品保护力度、执法规范程度、争端解决有效性、仲裁是否公正。

表1　被调研企业的基本特征(N=81)

(2)非正式制度距离该变量的测量借鉴YANG等[6]开发的量表，并进行翻译改编，包括5个题项，用于测量渠道成员价值观和规范方面的差异，包括商业行为准则、渠道成员的合作程度、企业间的信任程度、行业协会的监管力度、提供高质量产品和服务的水平等。

(3)组织认同该变量的测量采用JIA[18]开发的量表，共4个题项，用于测量组织成员及其利益相关者对组织的认同程度，包括组织形象符合社会期望的程度、组织文化有利于组织发展的程度以及组织领导被社会公众认可的程度等。

(4)机会主义行为该变量的测量借鉴JOHN[24]和ROKKAN等[25]开发的量表，并进行翻译改编，共6个题项，用于测量渠道中供应商的机会主义行为。

有研究表明，环境不确定性影响组织的经营战略、治理结构[3]以及非伦理行为。由此，本研究将环境不确定性作为重要的控制变量加入研究模型中，采用ACHROL等[3]开发的量表进行测量，包括市场不确定性、市场多样性、市场竞争强度3个维度。此外，本研究还将公司规模和公司历史做为控制变量处理。

3.3共同方法偏差

共同方法偏差是指由于相同的样本数据来源或评分者、相同的测量环境、项目语境以及项目本身特征所造成的预测变量与效标变量之间人为的共变，这种人为的共变会对研究结果产生较大的混淆并对结论有潜在的误导，是一种系统误差[26]。鉴于本研究的调研数据来源单一，可能存在共同方法偏差问题。对此，本研究进行了Harman单因素检验，即将所有变量的题项放入一个探索性因子分析中，使用无旋转的主成分分析方法，如果只分离出一个因子或者某个因子解释了大部分的方差变异，则说明存在显著的共同方法偏差。Harman单因素检验的结果显示，共分解出7个因子，且不存在某个因子解释了大部分的方差，说明不存在共同方法偏差问题。

4数据和分析

本研究采用结构方程模型来检验概念框架。GEFEN等[27]认为，偏最小二乘法(PLS-SEM)在评价模型时对样本容量和残差分布没有限制，适用于预测和理论构建，且样本量较小时依然具有较好的稳健性。鉴于此，本研究基于偏最小二乘法使用Smart PLS 2.0软件来检验量表的信度和效度，并验证模型假设。利用Smart PLS 2.0软件的Bootstrap算法对研究模型的整体拟合效果进行评价。该软件主要通过R2来验证外生变量对内生变量的解释力度，并以此评价模型整体的预测能力。其中，R2的含义与线性回归分析中一致。数据分析结果显示，内生变量组织认同的R2值为0.296，机会主义行为的R2值为0.382，表明本研究模型可用以解释38.2%机会主义行为的变异。

4.1信度和效度分析

(1)通过Cronbach’sα值、复合信度(CR)、平均抽取方差(AVE)来评价测量量表的内部一致性由表2可知，首先，所有构念的Cronbach’sα值均超过建议值0.7[28]。其中，正式制度距离、非正式制度距离、组织认同、机会主义的Cronbach’sα值达到0.85以上。其次，所有构念的复合信度均超过0.8，高于建议的0.7水平。其中，正式制度距离、非正式制度距离、组织认同、机会主义行为的复合信度达到0.9以上。最后，所有构念的AVE值均超过建议值0.5[29]。其中，正式制度距离、非正式制度距离、组织认同、机会主义行为的AVE值达到0.7以上。据此，可认为本研究的测量量表具有较好的内部一致性。

表2　内部一致性分析

(2)利用因子载荷评价量表的聚合效度由表2可知，大部分量表的题项载荷均高于0.7，且部分题项的负载接近或达到0.9，只有3个题项的载荷略小，分别为0.580、0.690、0.636，但也远远高于建议的0.5水平[30]。此外，各题项没有显著的交叉负载，因此，可认为本研究的量表具有较好的聚合效度。

(3)检验量表的区分效度和比较所有构念的AVE均方根是否均大于构念间的相关系数该方法由FORNELL等[29]提出，也是最严格的检验区分效度的方法，分析结果见表3。由表3可知，每个构念的AVE均方根均大于该构念与其他构念的相关系数，证明模型具有较好的区分效度。

表3　变量相关系数与AVE均方根对比表

注：括号内数值为每个构念的AVE的均方根。

以上检验结果表明，本研究中的构念具有较好的内部一致性，且聚合效度、区分效度均达到理想水平，由此，可认为本研究的量表整体具有较好的信度和效度。

4.2路径分析和假设检验

结构方程模型的检验，路径分析和假设检验结果见表4。由表4可知，正式制度距离负向影响机会主义行为(t=2.210，p<0.05)；非正式制度距离正向影响机会主义行为(t=2.095，p<0.05)。由此，假设1和假设2得到支持。另外，正式制度距离正向影响组织认同(t=2.896，p<0.01)；非正式制度距离负向影响组织认同(t=2.199，p<0.05)；组织认同负向影响机会主义行为(t=6.102，p<0.01)。由此，假设3～假设5得到支持。

表4　路径分析和假设检验

4.3组织认同的中介效应检验

本研究采用两种方法检验组织认同的中介效应：①嵌套模型比较，即比较包含中介变量的研究模型和不包含中介变量的竞争模型之间的R2差异：②利用系数乘积项检验法评价中介效应的强度和显著性。

4.3.1研究模型与竞争模型比较

利用Smart PLS 2.0软件比较研究模型和竞争模型。研究模型中包含了中介变量对因变量的影响，而竞争模型中则不包括中介变量，因此，两个模型中因变量R2的差值代表了中介变量对因变量的影响，利用如下公式计算可得f2值[31]

(1)

通过F值检验f2的显著性，利用样本数量(N)、研究模型中解释因变量的变量个数(k1)、竞争模型中解释因变量的变量个数(k2)以及如下公式可计算F值[31]

(2)

由表5可知，f2值为0.209，说明中介变量对因变量有中等影响，且这种影响是显著的(F=15.236，p<0.001)。

表5　研究模型与竞争模型比较

4.3.2系数乘积项检验法

通过计算自变量到中介变量的路径系数与中介变量到因变量的路径系数乘积表示中介效应强度，并通过Z检验考察中介效应的显著性，Z值可通过如下公式计算[31]

(3)

表6　系数乘积项检验法

通过研究模型与竞争模型的比较以及系数乘积项检验法的分析结果表明，组织认同在制度距离和机会主义行为之间有很强的中介效应。正式制度距离和非正式制度距离对机会主义行为的影响通过组织认同的中介作用实现。

5结论与启示

5.1研究结论

(1)正式制度意味着渠道成员可以用成文的法律法规约束彼此的行为，而正式制度差异则意味着渠道成员可以运用更多的正式制度约束彼此的行为正式制度距离在一定程度上降低了渠道环境的不确定性，抑制了渠道中的机会主义行为；同时，明确而稳定的正式制度有利于渠道成员处理环境信息，促进组织认同的形成。在现实实践中，成文的正式制度是明确的行为框架，是组织不得不遵守的行为规范，对渠道成员具有较强的约束力。

(2)默会性的非正式制度难以学习和使用，致使非正式制度距离提高了渠道环境的不确定性，激发了渠道中的机会主义行为 当渠道成员在规范、信仰和价值观上存在较大差异时，即非正式制度距离较大时，难以形成组织认同感。非正式制度通常是隐性的行为规范，渠道成员难以通过监督约束彼此的行为。在经济利益的驱动下，渠道成员极有可能违背非正式制度采取机会主义行为。由此可见，非正式制度对渠道行为的约束力有限。

(3)组织认同对渠道关系的发展有积极作用，并在制度距离对渠道行为产生影响的过程中担任了中介的角色渠道成员间的组织认同建立后，会更多考虑合作伙伴的利益而不是自己的利益，因此，会加强渠道成员间的合作，减少机会主义行为。

5.2管理启示

在全球化的背景下，企业管理者应清醒地认识到，随着跨地区合作的增加，在差异化的环境中管理渠道关系已经变得越来越重要，在此过程中应分别考虑正式制度距离和非正式制度距离对渠道行为的影响。

(1)鉴于正式制度距离和非正式制度距离对渠道行为产生的不同影响，企业管理者在决策过程中应综合考虑，权衡取舍正式制度对渠道成员具有较强的约束力，合理运用正式制度进行渠道管理对渠道管理者大有裨益。相比之下，非正式制度根植于传统文化，塑造了组织的行为模式，对渠道成员的影响更加深远，而且非正式制度对渠道成员的约束力有限，较大的非正式制度差异可能导致更多机会主义行为的发生。由此，企业管理者应更加重视非正式制度距离对渠道关系的影响。例如，选择渠道成员时，应优先选择非正式制度环境相似的渠道成员。一方面，较小的非正式制度距离对机会主义行为有一定的抑制作用；另一方面，也可以促进组织认同的建立，减少不必要的沟通障碍和冲突。

(2)渠道成员间的组织认同对渠道关系的发展有多方面的积极作用，企业管理者在发展渠道关系时应高度重视组织认同是动态变化的，是组织及其利益相关者对组织特征的认知。企业管理者应积极构建适应环境变化的组织文化和组织形象，与渠道中的其他成员积极沟通，保持较高的组织认同感，增加渠道中的互助行为，建立信任，增进合作，营造互利共赢的合作氛围，最终提高渠道效率。

本研究虽然得出了具有一定理论价值和实践意义的研究结论，但也存在一些研究局限，如没有深入探讨其他环境要素差异对渠道行为的影响。未来研究可进一步予以完善，以丰富有关领域的研究成果。

参考文献

[1] WILLIAMSON O E. The Economic Institution of Capitalism[M].New York:The Free Press,1985

[2] WATHNE K H, HEIDE J B. Opportunism in Interfirm Relationships: Forms, Outcomes, and Solutions[J]. Journal of Marketing,2000,64(4):36～51

[3] ACHROL R, STERN L W. Environmental Determinants of Decision-Making Uncertainty in Marketing Channels[J]. Journal of Marketing Research, 1988,25 (2):36～50

[4] WATHNE K H, HEIDE J B. Relationship Governance in a Supply Chain Network[J]. Journal of Marketing,2004,68(1):73～89

[5] 姜翰，金占名，焦捷，等.不稳定环境下的创业企业社会资本与企业“原罪”——基于管理者社会资本视角的创业企业机会主义行为实证分析[J].管理世界,2009(6):102～114

[6] YANG Z, SU C, FAM K. Dealing with Institutional Distances in International Marketing Channels: Governance Strategies That Engender Legitimacy and Efficiency[J]. Journal of Marketing,2012,76(3):41～55

[7] AGUILERA-CARACUEL J, HURTADO-TORRES N E, ARAGN-CORREA J A, et al. Differentiated Effects of Formal and Informal Institutional Distance between Countries on the Environmental Performance of Multinational Enterprises[J]. Journal of Business Research,2013,66(12): 2 657～2 665

[8] SCOTT S G, LANE V R. A Stakeholder Approach to Organizational Identity[J]. Academy of Management Review,2000,25(1):43～62

[9] NORTH D C. Institutions, Institutional Change and Economic Performance[M]. Cambridge: Cambridge University Press, 1990

[10] ESTRIN S, BAGHDASARYAN D, MEYER K E. The Impact of Institutional and Human Resource Distance on International Entry Strategies[J]. Journal of Management Studies, 2009,46(7):1 171～1 196

[11] SCOTT W R. Institutions and Organizations[M]. Thousand Oaks: Sage, 1995

[12] KOSTOVA T. Success of the Transnational Transfer of Organizational Practices within Multinational Companies[D]. Minnesota: University of Minnesota, 1996

[13] GRANOVETTER M, Economic Action and Social Structure: The Problem of Embeddedness[J].American Journal of Sociology,1985, 91(3): 481～510

[14] PARKHE A. Partner Nationality and the Structure-Performance Relationship in Strategic Alliances[J]. Organization Science, 1993,4(2):301～324

[15] WONG A, TJOSVOLD D, YU Z. Organizational Partnerships in China: Self-Interest, Goal Interdependence, and Opportunism[J]. Journal of Applied Psychology, 2005, 90 (4) : 782～791

[16] FRIMAN M, GARLING T, MILLETT B, et al. An Analysis of International Business-Business Relationships Based on the Commitment-Trust Theory[J]. Industrial Marketing Management, 2002,31(5):403～409

[17] ALBERT S, WHETTEN D A.Organizational Identity[M]//CUMMINGS L L, STAW B M. Research in Organizational Behavior.Greenwich: JAI Press, 1985: 263～295

[18] JIA F. Managing Uncertainties through Institutional Capital and Adaptive Capability[D].Hong Kong: City University of Hong Kong,2014

[19] ANAND V, JOSHI M, O’LEARY-KELLY A M.An Organizational Identity Approach to Strategic Groups[J]. Organization Science,2013,24(2): 571～590

[20] BHATTACHARYA C, RAO H, GLYNN M A. Understanding the Bond of Identification: An Investigation of Its Correlates among Art Museum Members[J]. Journal of Marketing, 1995,59(4):46～57

[21] PETERAF M, SHANLEY M. Getting to Know You: A Theory of Strategic Group Identity[J]. Strategic Management Journal,1997,18(9):165～186

[22] TAJFEL H, TURNER J C. The Social Identity Theory of Intergroup Behavior[M]//WORCHEL S, AUSTIN W G.Psychology of Inter-Group Relations.Chicago: Nelson-Hall,1985: 7～24

[23] BRISLIN R W. The Wording and Translation of Research Instruments[M]//LONNER W J, BERRY J W. Field Methods in Cross-Cultural Research. Thousand Oaks: Sage Publications Inc,1986: 137～164

[24] JOHN G. An Empirical Investigation of Some Antecedents of Opportunism in a Marketing Channel[J]. Journal of Marketing Research, 1984, 21 (8): 278～289

[25] ROKKAN A I, HEIDE J B, WATHNE K H. Specific Investments in Marketing Relationships: Expropriation and Bonding Effects[J]. Journal of Marketing Research, 2003, 40(2): 210～224

[26] PODSAKOFF P M, MACKENZIE S B, LEE J, et al. Common Method Biases in Behavioral Research: A Critical Review of the Literature and Recommended Remedies[J]. Journal of Applied Psychology, 2003, 88(5): 879～903

[27] GEFEN D, STRAUB D, BOUDREAU M C. Structural Equation Modeling and Regression: Guidelines for Research Practice[J].Communications of the Association for Information Systems,2000, 4(7): 1～79

[28] PETER J P. Reliability: A Review of Psychometric Basics and Recent Marketing Practices[J]. Journal of Marketing Research, 1979, 16 (2):6～17

[29] FORNELL C, LARCKER D F. Evaluating Structural Equation Models with Unobservable Variables and Measurement Errors[J]. Marketing Research, 1981, 18(1): 39～51

[30] HULLAND J. Use of Partial Least Squares (PLS) in Strategic Management Research: A Review of Four Recent Studied[J]. Strategic Management Journal, 1999, 20 (2): 195～204

[31] 梅姝娥，许军. 合作型企业间电子商务模式与价值创造研究[J].管理科学学报,2013,16(5):55～68

(编辑郭恺)

Mechanism Research of the Institutional Distance Effects on Opportunism

ZENG FueLIU HongcuiWANG Changzheng

(Wuhan University, Wuhan, China)

Abstract：On the basis of transaction cost theory，this study divides institutional distance into formal and informal institutional distance, then uses the structural equation model based on partial least squares (PLS) to analyze the effects of different institutional distance dimensions on opportunistic behavior, and the role of organizational identity in this process. The results shows that: first, formal institutional distance has negative influence on opportunistic behavior; second, informal institutional distance has positive influence on opportunistic behavior; last, organizational identity acts as mediator between institutional distance and opportunism.

Key words：opportunism; institutional distance; organizational identity

通讯作者：曾伏娥(1972～)，女，湖北天门人。武汉大学(武汉市430072)经济与管理学院教授、博士研究生导师，博士。研究方向为市场营销、组织和战略管理等。E-mail：zfee@sina.comDOI编码： 10.3969/j.issn.1672-884x.2016.02.007

中图法分类号：C93

文献标志码：A

文章编号：1672-884X(2016)02-0203-09

基金项目：国家自然科学基金资助重点项目(71532011)；国家自然科学基金资助项目(71172212，71372129)；教育部新世纪优秀人才资助项目(105-410100250)

收稿日期：2015-06-12

DOI编码： 10.3969/j.issn.1672-884x.2016.02.006