领导班子结构与运行有效性：道德认同的调节效应

在中国政府和公共组织中，领导干部的选拔任用注重对个体品德的考量，且注重集体领导班子结构的优化。基于71个乡镇/街道办领导班子的党委书记及534名班子成员的问卷调查数据，回归分析结果表明：班子年龄异质性与班子认同和班子效能间具有积极关系；领导者道德认同在班子年龄异质性与班子认同和班子效能的关系间具有积极调节作用，即当班子党委书记道德认同水平高时，班子年龄异质性与班子认同和班子效能的积极关系更强。

一、问题提出

集体领导制是中国各级各类政府和公共组织中的基本领导体制，其通过法规条例对集体领导班子成员个人的能力素质和班子建设进行了规范化要求。其中，突出的一个方面是选拔任用班子主要领导和成员时强调对任职者“品德”的考量，以及基于年龄等因素对领导班子结构的优化。如：《中华人民共和国公务员法》（见2017年修订版第7条和第33条，以下简称《公务员法》）、《中国共产党章程》（见2017年版第35条，以下简称《党章》）和《党政领导干部选拔任用工作条例》（见2019年3月修订版第2条，以下简称《干部任用条例》），均把“德才兼备，以德为先”作为领导班子成员选拔任用的基本原则之一。对于领导班子成员的配置，则明确要求基于班子成员的年龄、性别、经历、专业专长、性格等因素进行结构优化。其中，以班子成员的年龄要求为例，《干部任用条例》第3条规定：“应当注重培养选拔优秀年轻干部，注重使用后备干部，用好各年龄段干部。”这一规定强调了领导干部选拔任用中基于年龄因素的干部梯队建设，以形成基于班子成员间年龄层次差异的班子结构优化。

然而，中国集体领导制虽然经历了长期的实践应用摸索和发展创新，但关于集体领导的学术研究以理论规范研究为主，实证研究欠缺，特别是以政府和公共组织为背景的实证研究。少数的几个例外，或者是企业私营组织背景下的研究［1］(P993-1000)，或只是静态探讨班子配置［2］(P69-73)，并未深入探讨政府和公共组织集体领导中主要负责人的个人能力素质和班子结构因素，以及对班子运行有效性影响的交互作用机制。本文以基层政府乡镇/街道办领导班子为研究对象，以班子年龄异质性作为班子结构优化的测度，以班子党委书记道德认同（moral identity）作为领导者品德测度，以班子认同（identification）和班子效能（effectiveness）作为班子运行的效果变量，通过探讨领导班子年龄异质性、党委书记道德认同与班子运行效果之间的关系，检验中国集体领导体制中“以德为先”和“班子结构优化”制度设计的科学性与有效性。

二、理论背景与研究假设

随着经济全球化以及知识大爆炸、技术快速迭代的高度动态变化时代的到来，集体或团队领导成为公共与私营组织应对高度动荡与不确定性挑战的必然选择。事实上，从20世纪末开始，西方领导学研究就由传统的个人中心导向的范式，转向集体主义导向的范式，并通过各种实证研究方法，探讨集体主义领导理论框架及其作用机制。西方集体主义领导理论范式中关于团队领导的研究表明，领导团队成员间的异质性，是影响团队领导效能的重要变量，且有大量研究探讨了领导团队异质性与团队运行有效性以及绩效之间的关系。但已有的研究并未得到一致的结果，原因可能在于，不同研究采用不同的团队异质性变量，如：年龄异质性、性别异质性或人格异质性等，或者是其作用机制受到其他潜在情境变量的影响。［3］(515-541)［4］(P1008-1022)因此，采用不同类型的团队异质性测量［5］(P599-627)，结合特定的环境变量［3］(515-541)［5］(P599-627)，将能够更好地揭示团队异质性与团队运行有效性之间的关系。本文借鉴西方团队领导的实证研究范式和理论框架，同时以中国乡镇/街道办基层政府组织作为研究背景，探讨中国集体领导模式中，领导班子的年龄异质性（即班子结构优化）、领导者道德品质与班子运行有效性之间的关系。

首先，大量的研究探讨了团队异质性与团队过程变量（如情感承诺、团队认同等）之间的关系。分析研究表明，团队异质性与团队过程变量间具有消极关系。［5］(P599-627)基于社会认同和社会归类理论可知，团队异质性（如年龄异质性）可能导致团队内部分化而形成子群体或派系［6］(P413-442)，或文化背景和价值观差异等，容易导致团队内部冲突，进而对团队运行过程产生消极影响。近年来的研究发现，年龄异质性与感知的年龄歧视正相关，与员工的集体情感承诺负相关，进而对组织绩效产生消极影响。［6］(P413-442)［7］(P264-290)此外，研究还发现，团队年龄异质性会导致团队成员间的情感和认知冲突，进而导致成员较低的团队认同和工作满意度。［8］(P5145-5151)基于这些研究，本文预期，当领导班子成员间年龄差异较大时，代际差异下的价值观差异和阅历不同会导致认识差异，领导班子成员对班子集体的认同将会存在差异。因此，提出如下假设：

假设1a：领导班子年龄异质性与班子认同间具有消极关系。

其次，基于信息加工的理论视角可知［6］(P413-442)，在组织情境中，团队年龄异质性使得团队具有经验和知识技能丰富的优势，团队将具有更多、更丰富的相关信息，进而能够促进和提升团队问题决策或任务执行的效能［9］(P105-116)。虽然已有关于年龄异质性与团队效能间关系实证研究的结果存在不一致性［7］(P264-290)，但当任务具有认知性、复杂性和相互依赖性时，研究发现年龄异质性对团队效能具有积极的影响［4］(P1008-1022)［8］(P5145-5151)。在本文中，乡镇/街道办领导班子作为基层领导机构，特别是在当下转型期的中国，需要进行大量复杂的认知分析和决策，且很多基层治理问题错综复杂、相互关联。因此，可以预期，当领导班子成员间具有年龄异质性时，班子效能水平将更高。基于此，本研究提出如下假设：

假设1b：班子年龄异质性与班子效能间具有积极关系。

最后，根据团队异质性研究的权变性理论视角，本文将以领导者道德认同（moral identity）作为情境变量，探讨其在领导班子年龄异质性与班子认同和班子效能间关系的调节作用。领导者道德认同即“与一系列相联系的道德特质相关的自我图式”［10］(P1424)，作为一种自我调节机制而影响领导者的道德活动［11］(P151-171)，常常表现出可信赖性、给予下属表达其观点的机会，使得下属对决策具有实质性影响［12］(P259-278)，从而具有促进信息和知识分享，进而提升团队年龄异质性的积极作用。此外，诸如强调共享的价值观、公平对待下属和榜样示范合宜行为的伦理领导行为［12］(P259-278)，将激发下属间的积极行为、减弱年龄歧视感知和促进合作，进而提升团队运行有效性。研究还发现，领导者高水平的道德认同有利于降低成员间的关系冲突，这表明领导者道德认同对团队异质性的消极效应具有正向缓冲作用。［11］(P151-171)由此，本文预期，作为在领导班子中负主要责任、起重要决策权威作用的党委书记，其道德认同个体因素对班子年龄异质性与班子运行有效性间的关系具有正向缓冲作用。因此，本文提出假设如下：

假设2a：领导者（即党委书记）道德认同对班子年龄异质性与成员班子认同间关系具有积极调节作用，即当领导者道德认同水平高时，班子年龄异质性与班子认同间消极关系将减弱。

假设2b：领导者（即党委书记）道德认同对班子年龄异质性与班子效能间关系具有积极调节作用，即当领导者道德认同水平高时，班子年龄异质性与效能间积极关系将增强。

根据上述研究假设，本文构建的理论假设模型如图1所示。

图1 研究假设模型图

三、研究方法

（一）样本

研究样本为中国两个南部地级市的乡镇/街道办基层政府领导班子及其成员，有效调查样本为71个领导班子的党（工）委书记，以及这些班子中的534名其他成员，班子规模分布在6～14人之间。截止调查时间，71位党（工）委书记平均年龄为38.75岁（年龄分布在31～46岁之间，中位数为38），80.3%为男性，平均岗位任职年限为2.46年 （最小值为0.17年，最大值为4.75年，中位数为2.33），在同一乡镇/街道办平均工作年限为3.73年（最小值为0.17年，最大值为20.58年，中位数为3.58）。所有党（工）委书记最高学历为大专者占8.5%，本科64.8%，研究生26.7%。

在534名班子其他成员中，每个乡镇的班子成员评价数据观测值数分布在4～13之间，班子成员调查样本的平均年龄为37.71岁（年龄分布为26～52岁之间），76.2%为男性，平均岗位任职年限为2.2年（最小值为0.08年，最大值为12.67年），在同一乡镇/街道办平均工作年限为4.20年（最小值为0.08年，最大值为26.75年）。这些成员中，3.9%具有研究生学历，63.7%为本科学历，29.4%为大专学历，0.9%为大专以下学历（11人未填写学历）。

（二）程序

数据收集通过三个独立部分实施。党（工）委书记资料为直接通过组织部门档案资料获取，党（工）委书记之外的其他班子成员为问卷填写，其中班子所有成员（含党/工委书记）的年龄被用于计算班子年龄异质性变量；党委书记调查问卷，为由各县/城区所有乡镇/街道办党（工）委书记集中填写；在党（工）委书记集中填写完问卷后，由组织部门通过乡镇/街道办组织干事，向除党（工）委书记之外的其他班子成员发放班子成员调查问卷，两周后统一回收。

非法集资刑事案件涉及银行多、款额大，限于办案时间和人力、物力，公安机关查办案件时对查封、扣押的财物是否属于赃款赃物并不明确区分，法院在庭审阶段也很难予以彻底查清，导致一些涉案财物无法追回。根据现行法律关于追缴涉案财物的规定，判决生效时才可以对涉案财物进行追缴，这意味着只有法院执行部门才可以执行追缴任务。追缴渠道的单一影响追缴的效果。实践中有些集资参与人不配合司法机关的调查取证工作，还有一些集资参与人与被告人串通，向司法机关提供虚假证据，试图证明涉案财物与案件无关。这些情况都会导致部分涉案财物无法被及时查清，待查清时已难以追回。

为保证调查数据的客观有效性，在问卷指导语中，以及在向被试发放问卷时，均强调了调查的匿名性和数据仅用于学术研究并严格保密，不作其他用途。与此同时，通过三种不同的数据收集途径，本研究很好地控制了同源方法偏差的问题。

（三）测量

1.自变量。班子年龄异质性。由于年龄为连续变量，参照先前的研究，采用差异系数（coefficient of variation，COV）［13］(P90-106)作为班子年龄异质性测量指标，其计算公式为班子年龄COV=班子成员间年龄标准差/班子成员间年龄平均值。在本研究中，71个乡镇班子年龄异质性均值为0.12（最小值为0.07，最大值为0.21，SD=0.03）。

2.调节变量。道德认同。采用Aquino等［10］(P1423-1440)的道德认同量表，由领导班子中的党（工）委书记自评。该量表共计10个项目，列出了一些与伦理道德特征相关的描述词，如关爱、同情等，然后由被试根据自身情况，评价自己与这些特征相关的语句描述中情形相吻合的程度。在本研究中，测量采用从“6=非常符合”到“1=非常不符合”的6点制量表，道德认同总量表的α一致性信度系数为0.78。

3.因变量。本研究用班子认同和班子效能作为班子运行有效性测量指标，两个因变量测量均由乡镇/街道办领导班子中除党（工）委书记之外的班子其他成员进行评价，班子集体水平由个体水平的观测数据聚合而来。

班子认同。采用Shamir等［14］(P387-409)的团队认同量表，共4个项目。为适用于本研究的情境，研究人员把原始测量中的措辞“团队”换成了“领导班子”，具体项目示例如“我强烈认同我所在领导班子中的其他成员”。本研究中，采用从“1=非常不同意”到“5=非常同意”的5点制量表，该量表的α一致性信度系数为0.87。

班子效能。采用Bernthal等［15］(P66-87)的团队效能量表，共5个项目。为适用于本研究的情境，研究人员把原始测量中的措辞“团队”换成了“领导班子”，具体项目的示例如“我所在乡镇/街道办的领导班子做事富有成效”。本研究中，采用从“1=非常不同意”到“5=非常同意”的5点制量表，该量表的α一致性信度系数为0.94。

(四)数据分析

用SPSS20.0软件，对数据进行了描述性统计分析、相关分析、克龙巴赫内部一致性信度分析和回归分析。

四、研究结果

（一）研究工具信效度检验

内部一致性信度检验表明（见表1），道德认同（α=0.78）、班子认同（α=0.87）和班子效能（α=0.94）测量工具的信度系数均大于0.7。此外，本研究中，自变量班子异质性为由班子成员的年龄客观数值通过计算差异系数而得到，调节变量道德认同则由班子中的主要领导党委（工）书记自评得到，而因变量班子认同和班子效能则是由班子成员评价的个体水平数据聚合而成，因此不同变量的数据来源不同，且测量时点不同（因变量在自变量之后独立测量），因此研究数据很好地控制了同源方法偏差问题。［16］(P879-903)

（二）数据聚合合理性检验

由于数据的分析水平为领导班子集体，在把个体水平测量的数据聚合为班子集体水平变量之前，首先用评分者间的信度系数rwg(j)和ICC值对个体水平的数据进行了群组内一致性信度检验，以判断数据聚合的合理性。班子认同和班子效能两个变量测量数据的rwg(j)平均值分别为0.88和0.92，均大于0.70的临界值［17］(P815-852)要求；班子认同和班子效能两个变量测量数据的ICC(1)值分别为0.10和0.12（P＜0.01），均大于0.05的临界值要求［17］(P815-852)；班子认同和班子效能两个变量测量数据的ICC(2)值则分别为0.45和0.50。虽然ICC(2)值未达到临界值要求，但参照以往的研究［13］(P90-106)，从ICC(2)值结合rwg(j)值和F检验的显著性来看，可以认为个体水平测量数据聚合为班子集体水平进行分析是正当有效的。

表1 描述性统计分析和相关分析结果

表1显示了描述性和相关统计分析的结果。具体来看，主要研究变量领导者道德认同与班子认同（r=0.10，P＞0.10）和班子效能（r=0.08，P＞0.10）变量间不存在显著相关；而班子成员年龄异质性，则分别与班子认同（r=0.30，P＜0.05）和班子效能（r=0.22，P＜0.10，边际显著）存在显著正相关。这些结果为后续的假设检验分析提供了初步的证据支持。

（四）假设检验

1.班子年龄异质性与班子运行有效性间关系的假设检验。采用多元回归分析对研究假设进行检验。结果如表2所示，在控制了领导者个人特征变量和班子集体特征变量之后，领导班子年龄异质性对班子认同（B=4.94，SE=1.37）具有显著正向预测作用，结果反向支持了研究假设1a。类似地，在控制了领导者个人特征变量和班子特征变量之后，班子年龄异质性对班子效能（B=3.09，SE=1.48）具有显著的正向预测作用，结果支持了假设1b。

表2 研究假设回归分析检验（n=71）

2.领导者道德认同调节效应假设检验。表2的结果表明，班子年龄异质性与领导者道德认同的交互项，对班子认同（B=8.67，SE=2.57）和班子效能（B=7.59，SE=2.78）均具有显著的正向预测作用。道德认同调节作用的Bootstrap分析结果表明（见表3），在领导者道德认同高阶水平上，交互效应结果是稳健的。结果表明，领导者道德认同水平高（即道德认同测量均值加1个标准差）时，相比于道德认同低阶水平（即道德认同测量均值减1个标准差），年龄异质性对班子认同和班子效能回归效应值的95%置信区间均未包含0，且回归效应量显著增加。图2和图3的结果表明，当领导者道德认同水平高时，能够增强班子年龄异质性与班子认同（见图2）和班子效能（见图3）间的积极关系。结果支持了研究假设2a和假设2b，即领导者道德认同在班子年龄异质性与班子认同和班子效能关系间具有积极的调节作用。

表3 道德认同调节效应回归分析Bootstrap检验

图2 领导者道德认同与班子年龄异质性对班子认同的交互作用图示

图3 领导者道德认同与班子年龄异质性对班子效能的交互作用图示

五、结论与讨论

（一）研究结论

本文基于中国乡镇/街道办基层政府组织领导班子配置和成员选拔任用的制度背景，探索了班子年龄结构优化、班子党（工）委书记品德素质与班子运行有效性之间的关系。基于量化实证研究，本文得到如下结论：

乡镇/街道办集体领导班子年龄异质性，与成员班子认同和班子效能间具有积极关系；班子中主要领导党（工）委书记的道德认同，对班子年龄异质性与班子认同和班子效能间的积极关系具有正向调节作用，即当领导者道德品行水平高时，能够促进和提升班子年龄异质性与班子认同和班子效能间的积极关系。同时，研究结果支持了领导干部选拔任用和班子配置相关法规和条例中，强调对干部“德”因素考量和注重班子成员年龄因素配置优化的制度设计。

（二）结果讨论

首先，与理论假设预期相反：本研究发现班子年龄异质性与班子认同之间存在积极关系，这与主要基于西方文化背景和组织情境中提出的社会认同和社会归类理论的观点并不一致。可能的原因在于，一方面，在中国领导干部选拔任用制度中，年龄是干部选拔任用的一个重要考量因素。例如，2010年由中共中央组织部印发的《关于加强乡镇党委书记队伍建设的意见》中明确规定：“乡镇党委书记要以35岁至50岁的为主体，适当保留一部分富有经验、工作得力的50岁以上的干部，注意选拔35岁以下的优秀年轻干部。”可见，在中国乡镇/街道办一级基层政府组织集体领导班子的配置中，通过制度规范形式使得班子成员的年龄存在层次差异性，以形成领导班子成员年龄结构优化。另一方面，在中国传统的科层制文化中，存在以年龄论资历的惯例，进一步强化了班子配置中对年龄因素的考量和优化。在正式法规条例和传统科层文化的影响下，班子主要领导者和班子成员年龄满足法规条例和惯例要求，表明班子主要领导者和班子成员任职具有制度合法性和文化合理性，有助于提升班子成员对班子的认同，进而提升班子运行效能。

其次，与信息加工理论一致，本研究证明了班子年龄异质性与班子运行效能间具有积极关系。该结果表明，当班子成员在年龄上具有层次差异性时，班子成员带来了多样化的工作经历、知识结构和信息，进而促进班子集体决策和任务执行的有效性，提升班子工作效能。

最后，研究表明，领导者道德认同在班子年龄异质性与班子运行有效性关系间具有正向调节作用。以往个体水平的研究表明，相比于任务完成和团队维系，领导者德行对下属的组织公民行为、情感承诺和工作满意度具有更大的影响。［18］(P91-94)类似地，本研究表明，在集体层面上，领导者品德对班子运行效能具有综效提升作用。一方面，领导者通过道德魅力和榜样示范等，能够激发下属的知识与信息分享、团队合作等积极行为，有利于班子运行和工作效能提升；另一方面，当领导干部的道德品行符合法规条例（如《公务员法》《干部任用条例》等）的要求时，特别是当班子主要领导者具有较高水平的道德品质和行为表现时，班子成员对作为主要领导者党委书记和其他成员任职合法性的感知得到提升，进而促进了成员的认同和班子凝聚力，表现为领导者道德品行对班子运行间接的增量提升效应［19］(P107-115)，提升班子工作效率和效果。