個(gè)體績效評估導(dǎo)向?qū)F(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)的影響機(jī)制

周小蘭，張?bào)w勤

（1.山東大學(xué) 外國語學(xué)院，濟(jì)南 250100；2.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，濟(jì)南 250014）

隨著知識經(jīng)濟(jì)化與私有化特性日益凸顯，團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)作為組織獲取個(gè)人知識的主要途徑，既是加強(qiáng)組織競爭力的核心環(huán)節(jié)[1]，同時(shí)對優(yōu)化團(tuán)隊(duì)效能乃至組織創(chuàng)新績發(fā)揮著越發(fā)關(guān)鍵的作用[2-3]。如何有效提升團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果一直是組織學(xué)習(xí)研究的熱點(diǎn)問題?，F(xiàn)代企業(yè)組織普遍面臨知識更新、技術(shù)換代與競爭淘汰三重加劇的局面，工作團(tuán)隊(duì)需要通過持續(xù)學(xué)習(xí)與信息共享才能實(shí)現(xiàn)信息資源的優(yōu)化配置。信息共享作為一種信息傳遞的基本形式，是團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)順利展開的前提條件[4]。然而，信息在當(dāng)代社會已被賦予商品價(jià)值，在知識產(chǎn)權(quán)自我保護(hù)意識的影響下，知識主體通常具有較低的信息開放性，既而使得團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果不佳。以往的研究偏好于通過團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格挖掘團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)的制約因素[5-6]，鮮有研究關(guān)注企業(yè)自身管理模式與知識主體對團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)可能產(chǎn)生的直接影響，這使得研究結(jié)果為知識管理與組織學(xué)習(xí)管理帶來的實(shí)踐指導(dǎo)意義十分有限。

績效評估是企業(yè)組織制定薪酬與晉升員工的主要途徑，早有研究發(fā)現(xiàn)其作為組織情境因素對員工的組織行為和態(tài)度會產(chǎn)生重要影響[7]，但在組織學(xué)習(xí)研究領(lǐng)域，績效評估模式的影響至今仍缺乏關(guān)注。基于個(gè)人的績效評估方式促使團(tuán)隊(duì)內(nèi)部形成不同的競爭與合作氛圍[8]，團(tuán)隊(duì)成員因此呈現(xiàn)出差異化信息互動(dòng)與人際交往模式，這可能直接影響個(gè)體信息開放性與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果。個(gè)體具有追求成就的動(dòng)機(jī)，為了發(fā)展自身，團(tuán)隊(duì)成員需要在團(tuán)隊(duì)內(nèi)通過信息共享獲取自身學(xué)習(xí)所需資源[9]，然而，知識的經(jīng)濟(jì)性與排他性又使個(gè)體本能地抑制信息共享意愿。個(gè)體追求成就的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)很有可能在績效評估導(dǎo)向?qū)π畔㈤_放性的影響中具有干擾作用。據(jù)此，本文將員工對組織績效評估方式的情境感知與個(gè)體追求成就的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)相結(jié)合，探究其如何通過信息開放性制約團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果，以期獲得對知識管理和組織學(xué)習(xí)管理具有現(xiàn)實(shí)意義的研究結(jié)果與啟示。

1 文獻(xiàn)綜述與模型構(gòu)建

1.1 相關(guān)概念的界定

團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)是團(tuán)隊(duì)成員基于各種信息交互方式，使信息在團(tuán)隊(duì)內(nèi)進(jìn)行流動(dòng)，進(jìn)而達(dá)到改善團(tuán)隊(duì)行為、優(yōu)化團(tuán)隊(duì)體系、實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)的過程[10-11]，包括信息的獲取、存儲與提取3個(gè)過程[12]。信息獲取指團(tuán)隊(duì)為了討論與反思工作問題，通過各種渠道分享知識和經(jīng)驗(yàn)的過程；信息存儲指團(tuán)隊(duì)對與工作相關(guān)的知識和經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行收集、總結(jié)和記錄的過程；信息提取指團(tuán)隊(duì)基于工作需要以及環(huán)境變化，通過運(yùn)用知識、改進(jìn)行為與創(chuàng)新方法的過程。

績效評估導(dǎo)向是員工基于個(gè)體認(rèn)知而感受到的組織績效評估目的?；趥€(gè)人的績效評估有評價(jià)對比與員工成長兩種導(dǎo)向[13]；前者注重結(jié)果，組織通過工作結(jié)果形成優(yōu)劣對比并以此制定薪酬與晉升標(biāo)準(zhǔn)，有利于短期內(nèi)快速提升個(gè)人與組織績效；后者注重過程，通過發(fā)現(xiàn)不足改進(jìn)工作行為，通過挖掘潛力提升業(yè)務(wù)水平，有利于從長遠(yuǎn)角度優(yōu)化個(gè)人與組織績效。

信息開放性是個(gè)體自身持有的各種信息被他人理解和使用的意愿，包括外顯信息開放性和內(nèi)隱信息開放性[14]。外顯信息是個(gè)體可通過視覺和聽覺方式傳播的可編碼信息，例如文件、視頻、音頻和圖片等；內(nèi)隱信息是個(gè)體無法通過視覺和聽覺傳播，存在于個(gè)人直覺中不可編碼的信息，例如靈感、訣竅和語感等。

學(xué)習(xí)目標(biāo)定向，是個(gè)體的動(dòng)機(jī)以及愿望在大腦中形成的一種認(rèn)知傾向，反映了個(gè)體追求成就的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)水平[15]；持有高水平學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的個(gè)體，在認(rèn)知上具有較強(qiáng)的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、自我效能感與冒險(xiǎn)精神，其追求成就的目標(biāo)主要體現(xiàn)于通過不斷學(xué)習(xí)新技能與發(fā)展勝任力以實(shí)現(xiàn)自我。

1.2 績效評估導(dǎo)向與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)的相互關(guān)系

團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)的實(shí)現(xiàn)要求信息在團(tuán)隊(duì)內(nèi)部被團(tuán)隊(duì)成員共享、轉(zhuǎn)移、運(yùn)用和創(chuàng)新，但整個(gè)過程可能受到組織績效評估方式的直接影響；當(dāng)個(gè)體對某種評估方式產(chǎn)生強(qiáng)烈感知時(shí)，這種感受會通過個(gè)體認(rèn)知作用于個(gè)人的信息輸出和信息處理等信息行為。通常情況下，當(dāng)個(gè)體感知到強(qiáng)烈的評價(jià)對比導(dǎo)向時(shí)，個(gè)人競爭意識會得到激發(fā)，并在工作中逐漸形成逐利型價(jià)值觀，這從本質(zhì)上不利于團(tuán)隊(duì)合作。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)[16]，這種導(dǎo)向也有積極的一面，如它能刺激個(gè)體的促進(jìn)性和抑制性建言行為，使個(gè)體更樂意向組織提供優(yōu)化組織績效的有利建議，也不吝嗇于指出組織的各類問題規(guī)則、問題程序與問題決策等。

此外，團(tuán)隊(duì)成員受團(tuán)隊(duì)主管引導(dǎo)，團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)的實(shí)現(xiàn)離不開主管的影響，陳國權(quán)等[17]的研究證實(shí)，領(lǐng)導(dǎo)在團(tuán)隊(duì)內(nèi)部注重協(xié)調(diào)人際，根據(jù)成員的心理需要有意識地引導(dǎo)成員專注于團(tuán)隊(duì)目標(biāo)，有助于團(tuán)體以更加協(xié)作的狀態(tài)進(jìn)行溝通，繼而顯著提升團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)能力。然而，在評價(jià)對比導(dǎo)向影響下，主管對下屬的期望則需要實(shí)現(xiàn)一種張力的平衡，即一方面要團(tuán)結(jié)部屬加強(qiáng)溝通，提升團(tuán)隊(duì)問題解決能力以優(yōu)化團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果；另一方面，又要在此類導(dǎo)向的指引下傳達(dá)優(yōu)劣對比與相互競爭的價(jià)值觀。主管期望的傳遞同樣會使員工產(chǎn)生相應(yīng)的認(rèn)知張力，個(gè)體既需要警惕自身表現(xiàn)不佳而被納入“差等生”名列，又要符合主管期望，在團(tuán)隊(duì)中與他人合作完成團(tuán)隊(duì)目標(biāo)。這種矛盾認(rèn)知使團(tuán)隊(duì)成員之間既相互依賴又暗自競爭，或許能夠提升團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果，但這種正向影響是否存在一定的局限性，還有待進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

相反，當(dāng)以員工成長為目的評估方式成為一種價(jià)值取向時(shí)，個(gè)體感受到組織幫助的同時(shí)會在認(rèn)知上產(chǎn)生回報(bào)組織的愿望，在工作中傾向于用合作性的人際交互模式去溝通和解決問題，個(gè)體與組織通過這種社會交換實(shí)現(xiàn)各自目標(biāo)[8]。Zhang等[16]的研究印證，持有員工成長導(dǎo)向的個(gè)體在建言行為上更具主動(dòng)性，即這類個(gè)體相對于持有評價(jià)對比導(dǎo)向的員工更愿意將有利于組織的工作信息及不利于組織的工作問題及時(shí)匯報(bào)給組織。此類導(dǎo)向從本質(zhì)上理解是針對個(gè)人的一種內(nèi)生激勵(lì)，研究表明[18]，個(gè)人激勵(lì)有利于信息在團(tuán)隊(duì)內(nèi)部得到順利轉(zhuǎn)移、學(xué)習(xí)與利用；員工成長導(dǎo)向所傳遞的信息顯然有利于團(tuán)隊(duì)主管開展團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)活動(dòng)，組織希望借助評估手段激發(fā)員工潛能進(jìn)而提升員工能力與組織績效，主管希望通過團(tuán)隊(duì)協(xié)作實(shí)現(xiàn)個(gè)人目標(biāo)與團(tuán)隊(duì)目標(biāo)，組織與主管的雙重期待有力地弱化了團(tuán)隊(duì)內(nèi)部競爭。這種以人為本的非逐利型導(dǎo)向使員工的內(nèi)在激勵(lì)力量得以增強(qiáng)，促使團(tuán)隊(duì)成員以更融洽的方式在團(tuán)隊(duì)內(nèi)部進(jìn)行信息交互，從整體上有利于信息的共享、轉(zhuǎn)移、運(yùn)用和創(chuàng)新。根據(jù)上述分析，提出假設(shè)：

H1評價(jià)對比導(dǎo)向?qū)F(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)產(chǎn)生同向作用。

H2員工成長導(dǎo)向?qū)F(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)產(chǎn)生同向作用。

1.3 信息開放性的中介作用

由于個(gè)體認(rèn)知結(jié)構(gòu)的差異，員工對組織績效評估方式持有不同的感知水平，這可能對個(gè)體信息開放性產(chǎn)生不一致的影響。在評價(jià)對比導(dǎo)向的認(rèn)知指引下，個(gè)體容易形成爭強(qiáng)好勝的心態(tài)與行為模式，為了捍衛(wèi)個(gè)人利益與內(nèi)心安全感，個(gè)體往往不得不以一種競爭姿態(tài)同團(tuán)隊(duì)成員合作，越發(fā)強(qiáng)烈的評價(jià)對比導(dǎo)向越凸顯了績效手段的非人性化特性，從側(cè)面反映了組織對個(gè)體缺乏關(guān)懷[19]。根據(jù)期望理論，這種短期內(nèi)尋求高回報(bào)的績效管理方式，在現(xiàn)實(shí)意義上是一種外生激勵(lì)，這種激勵(lì)容易使個(gè)體過于專注自身利益。Crow[20]的研究早已證實(shí)，當(dāng)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部過于強(qiáng)調(diào)個(gè)體之間的競爭時(shí)，員工傾向于將個(gè)人利益凌駕于團(tuán)隊(duì)利益。信息共享是一種自愿的信息行為，而信息是一種高度私有化的商品，其固有價(jià)值決定了個(gè)人在團(tuán)隊(duì)中的權(quán)威，它甚至使知識主體擁有權(quán)力。組織越強(qiáng)調(diào)評價(jià)對比，個(gè)體信息開放性越受到抑制，出于對自身知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)意識，團(tuán)隊(duì)成員的外顯信息與內(nèi)隱信息開放性均可能因此呈現(xiàn)較低水平。

與之形成對比，著眼于員工成長為目的的評估方式向個(gè)體傳遞了以人為本的價(jià)值導(dǎo)向與人文關(guān)懷，這種不注重結(jié)果而追求可持續(xù)發(fā)展的管理手段作為一種內(nèi)生激勵(lì)，能夠顯著提升個(gè)體的幸福感與創(chuàng)新力[19]。研究表明[21]，內(nèi)生激勵(lì)相對于外生激勵(lì)更能促進(jìn)團(tuán)體的信息共享。當(dāng)個(gè)體意識到組織旨在發(fā)展員工時(shí)，個(gè)人的逐利行為會被有效弱化，將注意力更多集中于自身不足，并通過團(tuán)隊(duì)這個(gè)平臺發(fā)現(xiàn)和解決問題，通過良好的信息交互達(dá)到自我發(fā)展，對外很可能具有較大的信息開放性。需要特別提及，對比于外顯信息，此類個(gè)體可能更愿意共享內(nèi)隱信息。這是由于內(nèi)隱信息習(xí)得慢，具有較大競爭力，需要在合作狀態(tài)下基于長久的信息互動(dòng)（例如培訓(xùn)、觀摩和模仿）才能實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)移；在互惠原則指導(dǎo)下[22]，當(dāng)個(gè)體希望從團(tuán)隊(duì)獲取對自身發(fā)展有利的信息時(shí)，應(yīng)對外輸出類似信息以實(shí)現(xiàn)等價(jià)交換。此外，內(nèi)隱信息的輸出能夠更有力地證明自身對組織的忠誠與回報(bào)，當(dāng)個(gè)體充分意識到組織發(fā)展員工的真實(shí)用意時(shí)，更樂意對外輸出高價(jià)值信息以實(shí)現(xiàn)間接的社會交換。根據(jù)上述分析，提出假設(shè)：

H3a評價(jià)對比導(dǎo)向?qū)€(gè)體外顯信息開放性產(chǎn)生反向作用。

H3b評價(jià)對比導(dǎo)向?qū)€(gè)體內(nèi)隱信息開放性產(chǎn)生反向作用。

H4a員工成長導(dǎo)向?qū)€(gè)體外顯信息開放性產(chǎn)生同向作用。

H4b員工成長導(dǎo)向?qū)€(gè)體內(nèi)隱信息開放性產(chǎn)生同向作用。

根據(jù)理性行為理論，行為主體往往會綜合權(quán)衡行為的意義和結(jié)果并形成一定的行為意愿后，才去執(zhí)行某一行為，行為意愿對個(gè)體是否執(zhí)行該行為具有重要的預(yù)測作用。因此，團(tuán)隊(duì)成員的信息開放性在很大程度上決定了個(gè)體是否對外執(zhí)行信息共享行為；而信息共享行為又是實(shí)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)的前提條件與基礎(chǔ)[4]。團(tuán)隊(duì)知識以團(tuán)隊(duì)成員為載體在團(tuán)隊(duì)內(nèi)轉(zhuǎn)移，以外顯和內(nèi)隱兩種形式存在，只有兩類信息在團(tuán)隊(duì)內(nèi)部通過個(gè)體實(shí)現(xiàn)信息的輸出，完成外化、匯總、內(nèi)化與社會化等轉(zhuǎn)移過程[23]，團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)才能應(yīng)運(yùn)而生。當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員對組織基于個(gè)人的績效管理方式形成不同的認(rèn)知導(dǎo)向后，個(gè)體通過不同的信息交互與人際交往模式在團(tuán)隊(duì)內(nèi)營造出不同的競爭與合作氛圍，進(jìn)而形成不同水平的信息開放性，這整個(gè)影響過程使績效評估導(dǎo)向很可能作為一個(gè)重要的前因變量，通過個(gè)體信息開放性對團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)的信息獲取、存儲與提取過程產(chǎn)生不同程度的影響。根據(jù)上述分析，提出假設(shè)：

H5a外顯信息開放性在評價(jià)對比導(dǎo)向與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)之間具有中介作用。

H5b內(nèi)隱信息開放性在評價(jià)對比導(dǎo)向與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)之間具有中介作用。

H6a外顯信息開放性在員工成長導(dǎo)向與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)之間具有中介作用。

H6b內(nèi)隱信息開放性在員工成長導(dǎo)向與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)之間具有中介作用。

1.4 學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的調(diào)節(jié)作用

學(xué)習(xí)目標(biāo)定向在個(gè)體認(rèn)知上反映了個(gè)人追求成就的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)水平；通常情況下，持有高水平的學(xué)習(xí)目標(biāo)定向是組織期待成員所持有的理想性格特質(zhì)，它是一種穩(wěn)定的認(rèn)知傾向，通過認(rèn)知結(jié)構(gòu)調(diào)整個(gè)體的學(xué)習(xí)目標(biāo)，進(jìn)而指引其執(zhí)行相應(yīng)的信息行為[9，22，31]。持有越高的學(xué)習(xí)目標(biāo)定向，個(gè)體在學(xué)習(xí)上體現(xiàn)出越強(qiáng)的主動(dòng)性與信息需求。DeShon等[24]證實(shí)，積極的信息依賴與互惠關(guān)系容易激發(fā)持有高學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的個(gè)體形成實(shí)際的行為計(jì)劃與他人合作。Gong等[25]的研究指出，持有高學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的個(gè)體愿意把信息分享給團(tuán)隊(duì)內(nèi)的其他成員，表明團(tuán)隊(duì)是一個(gè)可以不斷嘗試和改進(jìn)自身知識結(jié)構(gòu)和工作方法的穩(wěn)固群體。因此，隨著學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的提升，個(gè)體從認(rèn)知上傾向于把團(tuán)隊(duì)視為發(fā)展自身的平臺，而非證明自身能力的競爭環(huán)境，通過信息輸出可以實(shí)現(xiàn)信息交易與能力提升。當(dāng)績效評估側(cè)重評價(jià)對比時(shí)，隨著個(gè)體學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的提升，團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的競爭與緊張氛圍逐漸被個(gè)體自身的學(xué)習(xí)需求所掩蓋，團(tuán)隊(duì)合作性和個(gè)體信息開放性可能有所提升；而當(dāng)績效管理側(cè)重員工成長目的時(shí)，隨著個(gè)體學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的提升，組織與個(gè)人的發(fā)展需求越契合，個(gè)體的信息開放性越大。根據(jù)上述分析，提出假設(shè)：

H7a隨著學(xué)習(xí)目標(biāo)定向提升，評價(jià)對比導(dǎo)向與外顯信息開放性的反向關(guān)系越弱，反之則越強(qiáng)。

H7b隨著學(xué)習(xí)目標(biāo)定向提升，評價(jià)對比導(dǎo)向與內(nèi)隱信息開放性的反向關(guān)系越弱，反之則越強(qiáng)。

H8a隨著學(xué)習(xí)目標(biāo)定向提升，員工成長導(dǎo)向與外顯信息開放性的同向關(guān)系越強(qiáng)，反之則越弱。

H8b隨著學(xué)習(xí)目標(biāo)定向提升，員工成長導(dǎo)向與內(nèi)隱信息開放性的同向關(guān)系越強(qiáng)，反之則越弱。

基于上述分析，構(gòu)建本文的概念模型，如圖1所示。

圖1 本文的概念模型

2 研究設(shè)計(jì)

（1）樣本選取。為了降低信息需求與信息運(yùn)用等因素可能引致的誤差，本文選擇高新科技企業(yè)作為調(diào)查對象，通過對北京、上海、山東、浙江和福建等不同地域54家企業(yè)的142個(gè)團(tuán)隊(duì)發(fā)放問卷726份，團(tuán)隊(duì)成員的問卷回收數(shù)量低于團(tuán)隊(duì)一半規(guī)模的團(tuán)隊(duì)樣本視為無效?；谇捌诘南嚓P(guān)研究[12]，通過評分者內(nèi)部一致性檢驗(yàn)對團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，剔除部分團(tuán)隊(duì)樣本（Rwg＜0.2的團(tuán)隊(duì)視為無效）以保障團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)的整體質(zhì)量。最后，獲取有效樣本572個(gè)（涵括113個(gè)團(tuán)隊(duì)），團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)有效率達(dá)79.6%。

（2）變量測度。預(yù)測量表是根據(jù)國內(nèi)外現(xiàn)有量表以及中國人語言習(xí)慣進(jìn)行翻譯、回譯、內(nèi)容修訂和條款補(bǔ)充而改編，隨后基于信效度檢驗(yàn)的相關(guān)指標(biāo)對各變量的條款再度進(jìn)行剔除和修訂，形成正式量表，問卷設(shè)計(jì)采用里克特5點(diǎn)測量尺度，包括：1-強(qiáng)烈不同意、2-不同意、3-不確定、4-贊同、5-強(qiáng)烈同意。采用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 19.0與AMOS 20.0對正式量表進(jìn)行信度檢驗(yàn)、探索性因子分析（一階變量）與驗(yàn)證性因子分析（二階變量），具體結(jié)果如表1所示。經(jīng)檢驗(yàn)，測量量表的信度與聚斂效度較為理想。

（3）匯聚診斷與分析。雖在初步的團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)篩選中已剔除部分Rwg指標(biāo)值過低的團(tuán)隊(duì)，但這并不能直接確保團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)的高質(zhì)量。根據(jù)James等[25]的建議，0.7是一個(gè)比較通泛的評鑒指標(biāo)值，當(dāng)所有團(tuán)隊(duì)的平均Rwg≥0.7時(shí)，每個(gè)團(tuán)隊(duì)的內(nèi)部一致性才能得以嚴(yán)格保障?；诮y(tǒng)計(jì)分析，IPAO1、IPAO2、IO1、IO2、TL和LGO的Rwg均值分別為：0.759 2、0.776 3、0.842 6、0.867 1、0.835 5和0.887 4。此外，由于TL是團(tuán)隊(duì)層面的變量，故進(jìn)一步采納ICC（1）和ICC（2）評鑒指標(biāo)[26]，經(jīng)分析得出，ICC（1）=0.187，ICC（2）=0.623，個(gè)體數(shù)據(jù)在整體上具有較高的組間一致性和組內(nèi)一致性。繼而個(gè)體數(shù)據(jù)通過匯聚分析順利轉(zhuǎn)化成團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)。

表1 量表的信度檢驗(yàn)、探索性因子分析與驗(yàn)證性因子分析(N=572)

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 變量的相關(guān)分析

如表2所示，基于各變量要素的皮爾森相關(guān)分析，IPAO1和IPAO2與TL的相關(guān)系數(shù)分別為0.346（P＜0.01）和0.462（P＜0.01），因此，假設(shè)H1和H2被初步印證；IPAO1與IO1和IO2的相關(guān)系數(shù)分別為0.229（P＜0.01）和0.207（P＜0.01），作用方向與預(yù)期相反，因此，假設(shè)H3a和H4b未得到印證；IPAO2與IO1和IO2的相關(guān)系數(shù)分別為0.235（P＜0.01）和0.262（P＜0.01），因此，假設(shè)H4a與H4b獲得初步證實(shí)；此外，LGO與IO1和IO2的相關(guān)系數(shù)為0.409（P＜0.01）和0.437（P＜0.01）。這表明，LGO作為干預(yù)變量在IPAO與LP的關(guān)系中具有干擾作用。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析(N=572)

由 于IPAO1與IPAO2存 在 中 度 相 關(guān)（r=0.519，P＜0.01），通過回歸模型進(jìn)一步檢驗(yàn)多元共線性問題，TOL、VIF、EVA和CI等評價(jià)指標(biāo)值均未發(fā)現(xiàn)異常，故檢驗(yàn)通過。此外，采取Harman單因素檢驗(yàn)對同源誤差問題進(jìn)行診斷，通過未旋轉(zhuǎn)因素分析從IAPO1、IAPO2、AO1、AO2、LGO和TL中抽出4個(gè)公因子，在控制最大公因子后，通過偏相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，各因子相關(guān)趨勢總體不變。可見，本研究的數(shù)據(jù)共同方法變異問題并不顯著。特別指出的是，表2還反映出企業(yè)性質(zhì)與各研究變量緊密相關(guān)，國有獨(dú)資企業(yè)與IPAO2、LGO和TL均呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)；而國有控股企業(yè)則與IPAO1、IPAO2、LGO和TL均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。然而，相關(guān)分析獲得的結(jié)果只能反映總體趨勢，接下來將采用逐層回歸分析法排除控制變量的干擾，進(jìn)一步驗(yàn)證相關(guān)假設(shè)。

3.2 直接效應(yīng)分析

首先，IPAO對TL的直接效應(yīng)檢驗(yàn)。如表3的方程2A與2B所示，IPAO1和IPAO2分別進(jìn)入以TL為解釋變量的回歸模型后，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)分別為0.318（P＜0.01）和0.519（P＜0.01）。可見，IPAO1和IPAO2對TL均存在顯著正向影響。此外，通過R2改變量進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，相對于IPAO1（ΔR2=0.100，P＜0.01），IAPO2對TL變異的解釋力明顯更大（ΔR2=0.228，P＜0.01）。因此，假設(shè)H1和H2獲得支持。

其次，IPAO對IO的直接效應(yīng)檢驗(yàn)。如表3中方程3A與4A所示，IPAO1分別進(jìn)入以IO1和IO2為解釋變量的回歸模型后，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)分別為0.242（P＜0.01）和0.238（P＜0.01）。可見，IPAO1對IO1和IO2均存在顯著正向影響，與預(yù)期設(shè)想不一致。因此，假設(shè)H3a和H3b未獲得支持。進(jìn)一步，通過方程3A′和4A′發(fā)現(xiàn)，IPAO2分別進(jìn)入以IO1和IO2為解釋變量的回歸模型后，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù) 分 別 為0.264（P＜0.01）和0.296（P＜0.01），IPAO2對IO1和IO2的正向影響得到驗(yàn)證。因此，假設(shè)H4a和H4b獲得支持。特別提及的是，通過4個(gè)方程對比發(fā)現(xiàn)，IPAO2對IO1和IO2的影響力明顯大于IPAO1。

表3 IO1和IO2對IPAO-TL的中介回歸分析(N=572)

最后，IO1和IO2對TL的直接影響檢驗(yàn)。通過表3中方程2C和2D進(jìn)行對比發(fā)現(xiàn)，IO1和IO2對TL均存在顯著正向影響（IO1：β=0.422，P＜0.01；IO2：β=0.550，P＜0.01），IO2對TL變異的 解釋度（ΔR2=0.301，P＜0.01）明顯大于IO1（ΔR2=0.177，P＜0.01）。

3.3 中介效應(yīng)分析

首先，IO1和IO2對IPAO1-TL的中介作用檢驗(yàn)。由表3可知，在以TL為解釋變量的回歸模型中，對比方程2A和3B發(fā)現(xiàn)，當(dāng)IPAO1和IO1同時(shí)進(jìn)入模型時(shí)，IPAO1對TL的影響力從0.318（P＜0.01）弱化至0.187（P＜0.01）；對比方程2A和4B發(fā)現(xiàn)，當(dāng)IPAO1和IO2同時(shí)進(jìn)入回歸模型時(shí)，IPAO1影響力則從0.318（P＜0.01）弱化 至0.204（P＜0.01）?？梢?，IO1和IO2在IPAO1-TL間均具有部分中介效應(yīng)。因此，假設(shè)H5a和H5b獲得支持。

其次，IO1和IO2對IPAO2-TL的中介作用檢驗(yàn)。對比表3中方程2B和3B′發(fā)現(xiàn)，當(dāng)IPAO2和IO1同時(shí)進(jìn)入回歸模型時(shí)，IPAO2對TL的影響力從0.519（P＜0.01）弱化至0.384（P＜0.01）；對比方程2B和4B′發(fā)現(xiàn)，當(dāng)IPAO2和IO2同時(shí)進(jìn)入回歸模型時(shí)，IPAO2的影響力則從0.519（P＜0.01）弱化至0.352（P＜0.01）。可見，IO1和IO2在IPAO2-TL間同樣起到部分中介效應(yīng)。因此，假設(shè)H6a和H6b通過。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

首先，LGO對IPAO1-IO1和IPAO1-IO2的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)。如表4所示，通過方程2A與3A對比發(fā)現(xiàn)，在預(yù)測IO1時(shí)，IPAO1·LGO進(jìn)入回歸模型后，解釋力ΔR2在模型2A的0.185基礎(chǔ)上增強(qiáng)了0.030，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)達(dá)到顯著（β=-0.175，P＜0.01）。這表明，LGO對IPAO1-IO1存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，調(diào)節(jié)模式如圖2所示。隨著LGO的提升，IPAO1對IO1的正向影響被逐步削弱，反之則增強(qiáng)，調(diào)節(jié)方向與預(yù)期并不一致。因此，H7a未獲得支持。通過方程2B與3B對比發(fā)現(xiàn)，在預(yù)測IO2時(shí)，IPAO1·LGO進(jìn)入回歸模型后，解釋力ΔR2在模型2A的0.201基礎(chǔ)上增強(qiáng)了0.010，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)達(dá)到顯著（β=-0.100，P＜0.01）。這表明，LGO對IPAO1-IO2具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，調(diào)節(jié)模式見圖3。隨著LGO的提升，IPAO1對IO2的正向影響被逐步削弱，反之則增強(qiáng)，調(diào)節(jié)方向與預(yù)期不一致。因此，假設(shè)H7b未通過。

其次，LGO對IPAO2-IO1和IAPO2-IO2的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。通過比較方程2A′與3A′發(fā)現(xiàn)，IPAO2·LGO進(jìn)入以IO1為解釋變量的回歸模型中，解釋力在方程2A′的基礎(chǔ)上增加了0.014（由于調(diào)節(jié)模式與圖1較為接近，不再贅述），交互項(xiàng)的回歸系數(shù)達(dá)到顯著（β=-0.119，P＜0.01）。這表明，LGO對IPAO2-IO1存在調(diào)節(jié)作用，但方向與預(yù)期相反。因此，假設(shè)H8a未通過。同時(shí)，通過比較方程2B′與3B′發(fā)現(xiàn)，IPAO2·LGO進(jìn)入以IO2為解釋變量的回歸模型中，解釋力在方程2B′的基礎(chǔ)上增加了0.006（由于調(diào)節(jié)模式與圖2較為接近，不再贅述），交互項(xiàng)的回歸系數(shù)同樣達(dá)到顯著（β=-0.076，P＜0.05）。這表明，LGO對IPAO2-IO2存在比較微弱的調(diào)節(jié)作用，方向與預(yù)期相反。因此，H8b未獲得支持。需要特別指出的是，通過ΔR2對比可見，雖然整體的調(diào)節(jié)方向類似，但LGO對IPAO1-IO的調(diào)節(jié)效用明顯大于IPAO2-IO，即IPAO1更容易受到LGO干擾。

表4 LGO對IPAO-IO的調(diào)節(jié)回歸分析(N=572)

圖2 LGO對IPAO1-IO1的調(diào)節(jié)模式圖

圖3 LGO對IPA01-IO2的調(diào)節(jié)模式圖

4 結(jié)論

（1）績效評估的評價(jià)對比導(dǎo)向?qū)€(gè)體信息開放性與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)具有正向作用，信息開放性在評價(jià)對比導(dǎo)向與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)之間具有部分中介作用。此類導(dǎo)向?qū)π畔㈤_放性的同向作用與設(shè)想相反，表明評估對比方式雖然具有“非人性化”特征，但適當(dāng)競爭的益處并不能被忽略。它是一把典型的雙刃劍，關(guān)鍵在于績效工具使用的“尺度”。根據(jù)葉克斯-唐德遜法則，壓力與績效呈倒U關(guān)系，只有當(dāng)個(gè)體感知到適度壓力才能帶來最佳績效，壓力過小或過大均會導(dǎo)致個(gè)體積極性受挫。研究證實(shí)[32]，績效管理的評價(jià)對比導(dǎo)向作為情境刺激會顯著提升個(gè)體焦慮感，加深壓力與績效的倒U型關(guān)系；換言之，適度利用該評估方式反而能夠刺激個(gè)人績效達(dá)到一個(gè)新峰值。Boswell等[19]在早期實(shí)驗(yàn)中指出，組織績效評估不能僅強(qiáng)調(diào)員工成長，這容易滋生個(gè)人懈怠情緒，個(gè)體一旦脫離外生激勵(lì)，工作積極性會倍受打擊。據(jù)此，當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員在團(tuán)隊(duì)內(nèi)需要得到團(tuán)隊(duì)主管認(rèn)同，通過配合完成團(tuán)隊(duì)任務(wù)以獲取個(gè)人績效時(shí)，若組織施加一定的評價(jià)對比手段，既能夠帶來個(gè)人有限度的信息開放性并以此證明自身對團(tuán)隊(duì)的貢獻(xiàn)力，又能通過信息輸出實(shí)現(xiàn)社會交換以獲取自身所需，繼而在一定程度上優(yōu)化團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)水平。

（2）績效評估的員工成長導(dǎo)向?qū)€(gè)體信息開放性與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)具有正向作用，信息開放性在員工成長導(dǎo)向與團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)之間具有部分中介作用。實(shí)證結(jié)果與理論設(shè)想基本吻合，有兩個(gè)發(fā)現(xiàn)需要特別提及：①相對于評價(jià)對比導(dǎo)向，員工成長導(dǎo)向?qū)€(gè)體的內(nèi)隱信息開放性、外顯信息開放性以及團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果的積極影響更為顯著；②相對于外顯信息開放性，團(tuán)隊(duì)成員的內(nèi)隱信息開放性對團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果的貢獻(xiàn)力更大。研究結(jié)果充分說明了以員工成長為目的的評估方式在知識管理中對信息輸出、信息交換、信息轉(zhuǎn)移乃至信息運(yùn)用的關(guān)鍵性；盡管評價(jià)對比方式是當(dāng)今企業(yè)管理必不可少的績效手段，但它對知識管理的潛在弊端仍需引起關(guān)注，它所引致的有限度的信息開放性更多是外生激勵(lì)與團(tuán)隊(duì)壓力驅(qū)使下所激發(fā)的信息行為，這更類似于個(gè)體期待組織認(rèn)同的一種有條件社會交換，不應(yīng)成為績效評估的主流手段。此外，當(dāng)組織旨在通過團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)提升組織競爭力與適應(yīng)力時(shí)，應(yīng)意識到內(nèi)隱信息的重要性。研究結(jié)果證實(shí)了能夠?qū)F(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)產(chǎn)生關(guān)鍵助力的是個(gè)體的內(nèi)隱信息，而非外顯信息。據(jù)此，企業(yè)組織切勿將知識管理停留于口頭討論、會議傳達(dá)和內(nèi)部刊物等表面形式，而應(yīng)致力于內(nèi)隱信息傳播通道的挖掘與建立。

（3）學(xué)習(xí)目標(biāo)定向在評價(jià)對比導(dǎo)向與員工成長導(dǎo)向?qū)π畔㈤_放性的影響中均具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的干擾影響雖得以證實(shí)，但其調(diào)節(jié)方式與預(yù)期設(shè)想并不一致，隨著學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的提升，評價(jià)對比導(dǎo)向?qū)π畔㈤_放性的正向作用被迅速削弱，反之則增強(qiáng)；學(xué)習(xí)目標(biāo)定向?qū)T工成長與信息開放性關(guān)系的調(diào)節(jié)方向與前者基本一致，但調(diào)節(jié)影響十分微弱?？梢姡瑢W(xué)習(xí)目標(biāo)定向作為一種積極的個(gè)體認(rèn)知變量，并非越高越理想。持高學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的個(gè)體通常具有較強(qiáng)烈的自我效能感和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，但是自身較強(qiáng)的學(xué)習(xí)力與問題解決能力使得個(gè)體無須通過團(tuán)隊(duì)的信息交互獲取所需，類似于知識團(tuán)隊(duì)中的專家型成員，這類個(gè)體的知識量與權(quán)威性通常能夠壓倒性覆蓋其他成員并成為團(tuán)隊(duì)的中堅(jiān)力量。據(jù)此，評價(jià)對比導(dǎo)向的競爭認(rèn)知在學(xué)習(xí)目標(biāo)定向的干擾下，個(gè)體信息開放性迅速減弱。有所不同的是，績效評估的員工成長導(dǎo)向與學(xué)習(xí)目標(biāo)定向具有認(rèn)知契合性，均從長遠(yuǎn)角度追求個(gè)人能力的提升，組織與個(gè)人價(jià)值觀的耦合不能有力刺激個(gè)體信息開放性，外生激勵(lì)的匱乏導(dǎo)致個(gè)體原本較高的信息開放性被緩慢回調(diào)，信息行為的積極性因此略微降低。

基于研究發(fā)現(xiàn)，對組織如何利用績效管理手段提升個(gè)體信息開放性，優(yōu)化團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果提出如下建議：

（1）基于個(gè)人的績效評估模式應(yīng)遵循內(nèi)生激勵(lì)為主，外生激勵(lì)為輔的原則；組織通過績效評估傳遞價(jià)值導(dǎo)向時(shí)，總體上應(yīng)以人為本，側(cè)重個(gè)體的長遠(yuǎn)發(fā)展，在遵循葉克斯-唐德遜法則的基礎(chǔ)上適當(dāng)施加外在壓力與外生激勵(lì)。

（2）采用績效評估手段提升團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果時(shí)，應(yīng)將組織性質(zhì)及其所處情境納入考量；基于企業(yè)性質(zhì)的影響研究，當(dāng)組織高度市場化且面臨優(yōu)勝略汰的競爭環(huán)境時(shí)，管理者應(yīng)在績效評估中提升員工成長導(dǎo)向，降低評價(jià)對比導(dǎo)向；當(dāng)組織在經(jīng)營中享受體制保護(hù)，員工危機(jī)意識不足時(shí)，管理者應(yīng)加強(qiáng)評價(jià)對比導(dǎo)向，提升個(gè)體焦慮感，培養(yǎng)“憑業(yè)績說話”的績效氛圍。

（3）學(xué)習(xí)目標(biāo)定向作為個(gè)體信息行為的干擾變量，管理者在制定績效策略時(shí)應(yīng)給予關(guān)注；若團(tuán)隊(duì)成員整體學(xué)習(xí)目標(biāo)定向水平較低，則團(tuán)隊(duì)的自主學(xué)習(xí)力與問題解決能力較弱，組織應(yīng)加強(qiáng)評價(jià)對比以刺激個(gè)體信息開放性；若團(tuán)隊(duì)成員整體學(xué)習(xí)目標(biāo)定向水平較高，則成員之間的知識依賴性強(qiáng)，組織應(yīng)該盡量避免基于個(gè)人的績效管理手段，以團(tuán)隊(duì)為評估單位更為妥當(dāng)。

（4）知識管理者應(yīng)將個(gè)體內(nèi)隱信息外顯化作為關(guān)鍵環(huán)節(jié)以優(yōu)化組織的團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)水平；內(nèi)隱信息開放性對團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)的重要性已被證實(shí)，但這類信息習(xí)得慢、轉(zhuǎn)移難度大，組織只有構(gòu)建更多的內(nèi)隱信息傳播通道，采取各種手段（如觀摩、輪崗、學(xué)徒制、外聘咨詢專家、建立知識網(wǎng)絡(luò)或構(gòu)建團(tuán)隊(duì)交互記憶系統(tǒng)等）促使個(gè)體內(nèi)隱信息外顯化，才能從現(xiàn)實(shí)意義上提升團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)效果。