學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的影響：基于元分析的心理與行為機制

丁 晨，王紹龔，趙曙明

(1.南京大學 商學院，江蘇 南京 210093；2.北京航空航天大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100191)

0 引言

市場競爭日益激烈，企業(yè)要想獲得并保持競爭優(yōu)勢，就需要不斷進行創(chuàng)新[1]。員工作為企業(yè)創(chuàng)新主體，其創(chuàng)新是企業(yè)創(chuàng)新的重要來源[2]。員工創(chuàng)新是自發(fā)性的，很大程度上取決于員工個體特征，同時，受到時間條件和目標約束的限制[3]。學習目標導向作為個體特征的重要方面，對員工創(chuàng)新具有重要影響。

目前，不論是個人層面還是團隊層面，國內(nèi)外學者圍繞學習目標導向與員工創(chuàng)新間關系作了大量實證研究，一致認為學習目標導向能顯著激勵員工創(chuàng)新[4]。但受限于研究情境、研究視角等，研究結(jié)論呈現(xiàn)出差異性，包括線性相關[5]、倒U型相關[6]、S型相關[7]。對于學習目標導向與員工創(chuàng)新間作用機制，現(xiàn)有研究主要從兩個不同視角進行解釋：一是從社會認知理論視角出發(fā)，認為學習目標導向可以提高員工創(chuàng)新自我效能感，進而促進員工創(chuàng)新[8]；二是從知識管理理論視角出發(fā)，認為學習目標導向激發(fā)員工知識共享，進而對員工創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響[9]。在實證研究中，兩種理論多為獨立探討或雙中介并列探討[10]，基于社會認知理論的研究強調(diào)員工自信這一心理資源，但沒有考慮員工獲得自信后采取何種行為促進創(chuàng)新；基于知識管理理論的研究注重員工個人行為角色，但忽視了學習目標導向這一個體特征轉(zhuǎn)化為行為的路徑。基于單一理論的討論忽視了創(chuàng)新自我效能感與知識共享之間鏈式作用的內(nèi)在聯(lián)系，缺少對社會認知理論與知識管理理論的整合，不利于進一步發(fā)展學習目標導向理論機制。另外，對于不同層次的學習目標導向，其影響效果也不盡相同，團隊學習目標導向不是個體層面學習目標導向在團隊層面的簡單映射[11]。因此，對相關研究成果進行分析和整合，厘清不同層次學習目標對員工創(chuàng)新的差異化影響，探究學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的作用路徑，有利于更好地梳理學習目標導向與員工創(chuàng)新之間的深層邏輯關系。

已有研究未足夠重視學習目標導向的調(diào)節(jié)機制。Stasielowicz[12]指出，文化背景、評估方式、測量時間等可能是學習目標導向作用過程中的調(diào)節(jié)變量。實證研究自評或他評的評估方式、橫截面或多時點測量的時間選擇與共同方法偏差問題息息相關，由于共同方法偏差會使變量之間呈現(xiàn)高度相關性[13]，因此，對測量因素進行分析有利于真實反映變量之間的動態(tài)關系。在研究情境上，部分研究將被試的微觀情境限定為新生代員工或知識型員工這類特征員工，中觀情境限定為知識密集型或技術密集型企業(yè)或企業(yè)所在地是北上廣深等發(fā)達地區(qū)這類特征企業(yè)[14-17]，對于宏觀情境，中國情境下的文化特征與西方國家存在較大差異，國內(nèi)外不同文化情境下的研究結(jié)果不能一概而論。因此，情境因素的調(diào)節(jié)效應也是本研究探討的一個重要方面。

相對于單一實證研究，元分析通過文獻檢索、數(shù)據(jù)編碼、效應值計算3個步驟，對相互獨立的多個實證研究結(jié)果進行系統(tǒng)合并，可以提高結(jié)論論證強度。同時，元分析允許通過控制研究對象特征進行分組歸類，為探討變量之間關系的邊界條件提供了可能。此外，可通過相關矩陣計算結(jié)構(gòu)方程模型，為證實變量間作用機制提供了可能。

本文將對84篇相關實證研究的88個獨立樣本進行元分析，從員工個體和團隊兩個層次呈現(xiàn)學習目標導向與員工創(chuàng)新之間的關系。同時，結(jié)合社會認知理論和知識管理理論，運用元分析結(jié)構(gòu)方程模型(MASEM，Meta-analytic structural equation model)，驗證創(chuàng)新自我效能感和知識共享的中介效應，并探明情境因素(員工特征、企業(yè)特征、文化背景)和測量因素(測量工具、測量方法)的調(diào)節(jié)效應，以期為學習目標導向與員工創(chuàng)新之間的關系提供系統(tǒng)的理論依據(jù)，更好地指導學習目標導向在創(chuàng)新管理實踐中的應用。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 相關概念界定

1.1.1 學習目標導向

目前學術界對目標導向維度的劃分尚未統(tǒng)一。Dweck[18]依據(jù)能力發(fā)展和能力穩(wěn)定提出目標導向兩維度模型，包括學習目標導向和績效目標導向，其中，學習目標導向強調(diào)掌握新知識以提升自身能力。在此基礎上，Vandewalle[19]提出目標導向三維度模型，將績效目標導向進一步細分為績效證明目標導向和績效避免目標導向兩個維度。前者通過尋求他人積極評價來證明自身能力，后者則是避免他人對自己的負面評價。Elliot等[20]提出目標導向四維度模型，將學習目標導向進一步細分為證明和避免兩個維度。前者強調(diào)掌握新技能以完成預期目標，后者則是避免忘記已經(jīng)掌握的知識技能或曲解事物本質(zhì)。

鑒于已有研究中三維度實證研究較二維或四維結(jié)構(gòu)更多[21]，三維度結(jié)構(gòu)目標導向在動機、學習和成就等問題上提供了復雜且必要的研究視角[22]，同時，Vandewalle體系是目標導向領域較為成熟的研究體系。因此，本研究采用三維模型的概念內(nèi)涵，認為目標導向是一種目標偏好，可以反映特定情境下個體成就追求，即學習目標導向的個體傾向于將能力提升及對任務的掌握和理解程度設定為成功標準。

1.1.2 員工創(chuàng)新

員工創(chuàng)新是組織創(chuàng)新的基礎，本研究采用Amabile[23]的觀點，認為員工創(chuàng)新是指員工在工作過程中展現(xiàn)出來的激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新的觀點、行為和結(jié)果。元分析時，考慮到聚焦學習目標導向與員工創(chuàng)新的總體關系有助于提煉穩(wěn)定且普遍的管理規(guī)律，本研究借鑒以往做法，對員工創(chuàng)新概念采用寬泛性操作[24]，將員工創(chuàng)造力、員工創(chuàng)新行為、員工創(chuàng)新績效等相關變量聚合為“員工創(chuàng)新”這一總體變量。

1.2 研究假設

1.2.1 學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的影響

學習目標導向包括員工學習目標導向和團隊學習目標導向兩個層次。員工學習目標導向指個體為學習新技能，會不斷接受和完成組織任務，并能克服難題[20]。學習目標導向的個體重視嘗試和探索，會利用個人時間不斷學習和創(chuàng)造，渴望通過自身努力在任務中有所收獲，提升專業(yè)技能和創(chuàng)造力[7]。他們積極尋求具有學習機會的挑戰(zhàn)，努力獲取知識和個人成長，將失敗視為改進未來表現(xiàn)的重要反饋[25]，這種方式使其不斷獲得新知識和技能，為提升創(chuàng)新能力提供支持。

團隊目標導向關乎成員行為動機和成員對于未知情況的反應，團隊學習目標導向是整個團隊對于學習目標重視水平的共同認知[7]，較大程度上決定團隊成果和影響團隊成員活動。在團隊學習目標導向下，挑戰(zhàn)性工作被團隊成員視為學習契機，員工會積極提出想法并開展實踐[26]。團隊學習目標導向水平越高，對新知識學習的重視程度往往越高，有利于組織構(gòu)建完整和成熟的認知體系[27]，促進員工創(chuàng)新。因此，本研究提出以下假設：

H1a：員工學習目標導向與員工創(chuàng)新正相關；

H1b：團隊學習目標導向與員工創(chuàng)新正相關。

1.2.2 社會認知理論視角

社會認知理論認為個體行為由三因素交互決定，即外部環(huán)境、個體特征、個體認知[28]。自我效能感是該理論的核心概念，也是預測行為的重要指標，具體表現(xiàn)為個體對自身成功實現(xiàn)目標的信心。在該概念的基礎上，Tierney(1999)提出創(chuàng)新自我效能感，該概念是自我效能感在創(chuàng)新領域的發(fā)展，體現(xiàn)個體對自身有能力產(chǎn)生創(chuàng)新行為的自信程度。學習目標導向的員工往往具有較高的創(chuàng)新自我效能感：第一，他們不斷學習新技能、新知識，期望獲得提升和進步；第二，他們有較強的目標導向，為了實現(xiàn)目標會積極克服困難；第三，他們將挑戰(zhàn)視為獲取知識和個人成長的機會，擁有強大的自信心和積極情緒[8]。這些心理激發(fā)員工積極工作和完成任務的巨大興趣，使得員工更樂于尋覓創(chuàng)造性學習機會，增強創(chuàng)新自我效能感。根據(jù)社會認知理論，作為最接近行為的認知變量，創(chuàng)新自我效能感是個體行為與心理因素的重要中介變量[29]。學習目標導向使員工對實現(xiàn)目標具有堅定信念和信心，對創(chuàng)造性工作和創(chuàng)新行為也有積極態(tài)度。另外，Gong等[8]研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感可以有效中介學習導向與員工創(chuàng)造力間正相關關系。因此，本研究提出以下假設：

H2：學習目標導向通過提高員工創(chuàng)新自我效能感，促進員工創(chuàng)新。

1.2.3 知識管理理論視角

知識管理理論強調(diào)，為了給組織提供源源不斷的智力輸出，需在組織內(nèi)構(gòu)建知識系統(tǒng)，使組織中知識和技能在獲得、創(chuàng)造、分享、創(chuàng)新的過程中得到不斷反饋與更新，形成積累個人和組織知識的循環(huán)[30]。這一過程通常包括知識創(chuàng)造、知識共享、知識應用3個重要環(huán)節(jié)[31]。

知識共享由機會、能力和意愿等因素構(gòu)成，知識共享行為由員工共享意愿決定。知識共享意愿的高低取決于員工對知識共享后自身工作行為提升或優(yōu)化的預期。學習目標導向的員工將同事看作互助互利、共同發(fā)展的伙伴，愿意幫助和支持同事，并共享信息和知識，也會積極獲取組織內(nèi)部共享的有益信息、知識和技術，以提升自身創(chuàng)造力，實現(xiàn)成就目標。根據(jù)知識管理理論，學習目標導向的員工為了實現(xiàn)預期目標會積極進行知識共享，幫助組織構(gòu)建知識系統(tǒng)，并不斷獲取知識和技能，以便更好地開展創(chuàng)新行為。因此，本研究提出以下假設：

H3：學習目標導向通過促進員工知識共享，促進員工創(chuàng)新。

1.2.4 兩種理論視角的整合：鏈式中介機制

學習目標導向的員工擁有堅定的目標導向，往往會賦予自身較高的積極情緒。為了學習新技能，他們會積極承接和完成組織給予的任務。這使得員工執(zhí)行任務時擁有良好的心理素質(zhì)和自信力，即較強的創(chuàng)新自我效能感，有利于員工開展創(chuàng)新工作。創(chuàng)新自我效能感水平較高的員工為了實現(xiàn)自身成就目標，會積極從組織中獲取機會，克服難題，勇于創(chuàng)新；創(chuàng)新自我效能感水平較低的員工則因為自信力不足、信念不堅定等原因，受困于難題，回避創(chuàng)新。另外，較高水平的創(chuàng)新自我效能感使得員工對知識共享有較高收益預期，因而對知識共享持積極態(tài)度和較高意愿[31]。

作為員工之間的雙向互動過程，知識共享可以重塑員工知識結(jié)構(gòu)，激勵員工創(chuàng)新行為[32]。同時，知識共享有利于組織內(nèi)部形成較好學習氛圍，促進新知識、新技能傳遞，進而促進新想法產(chǎn)生。在這種環(huán)境下，學習目標導向的員工更易實現(xiàn)成就目標，開展創(chuàng)新行為。綜上所述，學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的作用存在鏈式機制，劉志迎等(2017)、許慧等[33]均通過實證研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新自我效能感可以通過知識共享間接中介創(chuàng)新行為。因此，本研究提出以下假設：

H4：創(chuàng)新自我效能感和知識共享在學習目標導向與員工創(chuàng)新之間發(fā)揮鏈式中介作用，學習目標導向通過創(chuàng)新自我效能感激發(fā)知識共享，進而促進員工創(chuàng)新。

1.3 潛在的調(diào)節(jié)變量

元分析的潛在調(diào)節(jié)變量是可以解釋或幫助解釋更多方法差異的變量[34]。通常包括以下兩類：一是情境因素，包括微觀、中觀、宏觀3個層面，微觀情境即員工特征，中觀情境即企業(yè)特征，宏觀情境則為中國或其它文化背景；二是測量因素，包括測量工具和測量方法兩個方面，前者是變量測量量表選擇，后者涵蓋同源或非同源測量方式，以及橫截面測量或多時點測量的測量時間選擇兩個方面。通過細致梳理相關文獻，本研究共歸納5種潛在調(diào)節(jié)變量。

1.3.1 情境因素

(1)微觀情境：員工特征，涵蓋員工代際和員工類型兩個方面。由于生活背景不同，新生代員工與非新生代員工在工作態(tài)度和能力方面存在差異。有研究指出，相比非新生代員工，新生代員工知識儲備更豐富，具有較強好奇心，更容易接受新鮮事物，更具創(chuàng)造力[14]，對權(quán)威觀點一般保持客觀態(tài)度。

知識型員工作為創(chuàng)造組織價值的核心資源，其創(chuàng)新績效提升有助于整體組織績效優(yōu)化[15]。知識型員工往往具有較高學歷和技能水平、較強自控力和自我效能，相比非知識型員工，他們可以更好地接受創(chuàng)造性工作的要求并適應挑戰(zhàn)。由此，提出如下假設：

H5：員工特征對學習目標導向與員工創(chuàng)新間關系具有調(diào)節(jié)作用。對于兩者相關性，新生代員工強于非新生代員工，知識型員工強于非知識型員工。

(2)中觀情境：企業(yè)特征，涵蓋企業(yè)類型和企業(yè)所處地區(qū)屬性兩個方面。本研究根據(jù)產(chǎn)品所屬領域，將企業(yè)分為高科技企業(yè)和非高科技企業(yè)兩種類型。學習目標導向的員工會積極通過各種途徑學習工作所需技能，相比非高科技企業(yè)，高科技企業(yè)往往給予員工更多培訓機會，員工在組織環(huán)境中更容易提升自身技術水平和創(chuàng)新能力。

本研究將相關區(qū)域劃分為發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)，前者指環(huán)長三角、珠三角、渤海灣、蘇南城市群、川渝城市群、武漢-長沙-南昌-合肥城市群、哈長沈一帶等；后者則為上述發(fā)達地區(qū)以外的地區(qū)。不同地區(qū)的行業(yè)類型和市場環(huán)境不同，發(fā)達地區(qū)的市場環(huán)境往往對員工技術水平有更高要求。具有學習目標導向的員工，一方面會為了適應市場環(huán)境而更加積極主動地克服困難，學習新技術；另一方面，該地區(qū)新興技術往往被更快地推廣和普及，員工學習新技能更便捷。由此，提出以下假設：

H6：企業(yè)特征對學習目標導向與員工創(chuàng)新間關系具有調(diào)節(jié)作用。對于兩者相關性，高科技企業(yè)強于非高科技企業(yè)，發(fā)達地區(qū)強于欠發(fā)達地區(qū)。

(3)宏觀情境：文化背景?，F(xiàn)有研究表明，在不同文化背景下，人們的學習態(tài)度、學習主動性、對文化或培訓的重視程度不同，即學習目標導向存在差異[35]。我國文化具有集體主義、柔性主義、低不確定性規(guī)避、低權(quán)力距離、長期導向等特征，這對團隊和個人的試驗、溝通、反思、記錄等學習行為具有正向激勵作用[36]。由此，提出以下假設：

H7：文化背景對學習目標導向與員工創(chuàng)新間關系具有調(diào)節(jié)作用，兩者相關性在中國情境下強于非中國情境。

1.3.2 測量因素

(1)測量工具。本研究將元分析文獻分為Vandewalle(1997)量表(13題項)、Button(1996)量表(16題項)兩類。Vandewalle量表界定了工作情境下目標導向的3個維度，Button量表則將目標導向視作可能受到情境特征影響的相對穩(wěn)定的個體差異變量[37]。因Vandewalle量表和Button量表在信度、效度與形式上的差異，或被試對題項和概念理解上的偏差，研究結(jié)果會有所不同。Vandewalle量表設計基于工作情境，可能更符合企業(yè)測量。由此，提出如下假設：

H8：測量工具調(diào)節(jié)學習目標導向與員工創(chuàng)新間關系，使用Vandewalle量表得到的兩者相關性強于Button量表。

(2)測量方法。測量方法涵蓋測量方式和測量時間選擇兩個方面。變量測量方式分為他評和自評兩類，學習目標導向和員工創(chuàng)新的他評是指通過上級領導、客觀數(shù)據(jù)等進行評估，自評是指由員工自己評估。若兩者測量方式相同則為同源評估，不同則為非同源評估。已有研究表明，同源評估或非同源評估是一個重要區(qū)別[12]，同源測量會造成嚴重的共同方法偏差，使得變量之間容易呈現(xiàn)高度相關性[13]。

變量測量時間選擇分為橫截面測量和多時點測量兩類，區(qū)別在于是否同一時間測量學習目標導向和員工創(chuàng)新。相比橫截面測量即同一時間測量，多時點測量的時間隔離屬于共同方法偏差的事前防御措施[13]，由此得到的相關性相對較低。因而，提出以下假設：

H9：測量方法調(diào)節(jié)學習目標導向與員工創(chuàng)新間關系，同源評估兩者的相關性強于非同源評估，橫截面測量兩者的相關性強于多時點測量。

綜上，本文構(gòu)建研究模型，如圖1所示。

圖1 研究模型Fig.1 Conceptual model

2 研究方法

2.1 文獻收集與選擇

本研究通過以下4個步驟進行文獻搜集：第一，以學習目標導向和員工創(chuàng)新的英文表述“employee/team”“creativity/innovation” “goal orientation/oriented goal”“achievement goals”“l(fā)earning/mastery”，在Wiley Online Library、SAGE、Emerald、EBSCO 等英文主流數(shù)據(jù)庫和Google 學術搜索與web of science中檢索題名、摘要或關鍵詞；第二，在中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)、百度學術等中文數(shù)據(jù)庫中檢索題名、摘要或關鍵詞中包含“目標導向/目標取向/目標定向”“學習/精熟/掌握”“成就目標”“員工/團隊”“創(chuàng)新/創(chuàng)造”的期刊會議和碩博士學位論文；第三，對長期研究目標導向和員工創(chuàng)新的學者進行專項檢索；第四，對國內(nèi)外管理學核心期刊進行專項檢索。

然后，遵照以下標準篩選初次檢索到的文獻：第一，文獻中必須包含學習目標導向和員工創(chuàng)新相關變量，剔除與研究主題不相符和學習目標導向作為調(diào)節(jié)變量或中介變量的相關文獻；第二，必須是實證研究，剔除定性研究；第三，必須報告變量信度、樣本量、相關系數(shù)，或可以轉(zhuǎn)化為相關系數(shù)的其它效應值；第四，必須是相互獨立的研究樣本。最終，構(gòu)建學習目標導向與員工創(chuàng)新元分析數(shù)據(jù)庫，共收納84篇文獻，其中，英文文獻23篇、中文文獻61篇。

2.2 數(shù)據(jù)編碼

根據(jù)Lipsey等[38]的編碼建議，本文兩位作者分別獨立編碼文獻描述項和效應值，前者包含編號、發(fā)表時間、作者、題目、期刊名稱等常規(guī)信息，后者包括樣本量、相關系數(shù)、變量信度、可轉(zhuǎn)化為相關系數(shù)的其它效應值。本研究采納84篇實證文獻，其中4篇文獻進行了多個獨立實證研究，因此，獨立研究數(shù)量共88個。此外，對員工特征、企業(yè)特征、文化背景等情境因素以及測量工具、測量方法等測量因素進行了編碼。編碼完成后對結(jié)果進行逐一核對，一致性達94.8%，然后，通過原文核對和討論，對分歧內(nèi)容達成共識。

2.3 檢驗方法

本研究通過Comprehensive Meta-Analysis(CMA)2.0軟件，計算學習目標導向與員工創(chuàng)新的主效應。首先，通過費雪轉(zhuǎn)換得到效應值統(tǒng)計量；其次，運用失安全系數(shù)檢測出版偏倚水平；再次，通過Q統(tǒng)計量檢驗效應值異質(zhì)性。Q值顯著表明效應值有系統(tǒng)變異，主效應受到調(diào)節(jié)因素的影響。本研究通過分組歸類，采用元分析的方差分析步驟，計算各組平均效應值，探討情境因素(員工特征、企業(yè)特征、文化背景)和測量因素(測量工具、測量方法)的調(diào)節(jié)效應。

為了探究創(chuàng)新自我效能感和知識共享的中介機制，本研究采用MASEM分析法，遵循Jak等[39]提出的兩階段分析步驟。首先，運用元分析計算各變量整體效應之間的相關性，得出相關系數(shù)矩陣；然后，通過Amos26.0軟件，運用最大似然法，采用結(jié)構(gòu)方程模型計算得到最終結(jié)果。

3 研究結(jié)果

3.1 效應值轉(zhuǎn)化

效應值是元分析的概念核心，由于元分析中納入了許多不同性質(zhì)的文獻，因此，要合并多個獨立的研究效應值作為單一效應值統(tǒng)計量。為了降低量表信度缺陷所產(chǎn)生的衰減偏差，首先，對主效應相關系數(shù)進行信度修正[40]；其次，通過費雪轉(zhuǎn)換得到效應值統(tǒng)計量。經(jīng)過轉(zhuǎn)化，本研究共計獲得217個效應值。

3.2 出版偏倚分析

出版偏倚是指已發(fā)表的文獻無法系統(tǒng)全面地反映該領域已完成的研究狀況[41]，研究結(jié)論可能因高估某些效應值而發(fā)生偏差。本研究采用失安全系數(shù)檢測出版偏倚水平，根據(jù)Rothstein等[41]的觀點，若失安全系數(shù)大于5K+10(K為研究數(shù))，則不存在出版偏倚問題。學習目標導向與員工創(chuàng)新關系的失安全系數(shù)為15 535(K=84)，遠大于臨界值，表明研究結(jié)果穩(wěn)定性較好，不存在出版偏倚。

3.3 效應值同質(zhì)性檢驗

同質(zhì)性檢驗是一種齊性檢驗，用來檢驗88個實證研究的真實效應值是否存在差異。Q值表示各效應值異質(zhì)性程度，I-squared表示異質(zhì)性部分占效應量總變異的比重，Tan-squared表示研究間變異可以用于計算權(quán)重的量。如果檢驗結(jié)果Q在統(tǒng)計上顯著，則表現(xiàn)為異質(zhì)性分布，應選擇隨機效應模型。隨機效應模型估計效應值平均值通過研究間變異來計算，可減少元分析對實證研究相關系數(shù)的合并偏差，同時，置信區(qū)間更大，研究結(jié)果也更為保守[42]。

同質(zhì)性檢驗結(jié)果如表1所示，對于學習目標導向與員工創(chuàng)新間關系，Q值=3 379.402>(K-1=83)，且p值<0.001，即效應值具有異質(zhì)性，這可能是因為測量方法和樣本等存在差異。I2=97.544，表示效應值真實差異和隨機誤差分別占觀察變異的97.544%與2.456%；τ2值為0.123，說明可以用于計算權(quán)重的研究間變異占12.3%。同理可知，員工個體層面和團隊層面的學習目標導向與員工創(chuàng)新的相關系數(shù)同質(zhì)性檢驗結(jié)果均顯著。因此，均采用隨機效應模型。

3.4 主效應檢驗

主效應檢驗結(jié)果如表2所示，學習目標導向包括員工個體和團隊兩個層面，與員工創(chuàng)新均呈現(xiàn)強相關關系[43]，相關系數(shù)分別為0.466、0.536(p<0.001)，因此，假設H1a、H1b得到支持，且團隊層面相關關系強于員工個體層面。

表1 同質(zhì)性檢驗結(jié)果Tab.1 Results of homogeneity test

表2 主效應檢驗結(jié)果 Tab.2 Meta-analysis of main effect

3.5 中介效應檢驗

元分析相關矩陣如表3所示，下三角是各變量相關系數(shù)效應量，學習目標導向與創(chuàng)新自我效能感、知識共享(r=0.592、0.474，p<0.001)強相關，創(chuàng)新自我效能感與知識共享、員工創(chuàng)新(r=0.435、0.522，p<0.001)正相關，知識共享與員工創(chuàng)新(r=0.500，p<0.001)正相關。對角線為各變量平均信度，學習目標導向、創(chuàng)新自我效能感、知識共享、員工創(chuàng)新的平均信度依次為0.855、0.831、0.868、0.863。

表3 相關系數(shù)矩陣Tab.3 Matrix of correlation coefficients

將相關系數(shù)矩陣導入Amos26.0軟件進行MASEM分析，樣本數(shù)量采取調(diào)和平均樣本數(shù)量(n=1 197)，結(jié)果如圖2所示，模型擬合效果良好(RMSEA=0.062，SRMR=0.011，CFI=0.997，NFI=0.996，GFI=0.998；模型擬合效果評價標準為：RMSEA<0.08, SRMR<0.05, CFI>0.9, NFI>0.9, GFI>0.9)。學習目標導向積極影響創(chuàng)新自我效能感(B=0.708，p<0.001)，正向促進知識共享(B=0.436，p<0.001)，創(chuàng)新自我效能感積極影響知識共享(B=0.167，p<0.001),創(chuàng)新自我效能感和知識共享均正向促進員工創(chuàng)新(B=0.45、0.367，p<0.001)，因此，假設H2、H3、H4得到支持。學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的積極影響存在兩條路徑，一是提高創(chuàng)新自我效能感，二是促進知識共享，且兩條路徑之間存在鏈式作用，即學習目標導向通過正向影響創(chuàng)新自我效能感、激發(fā)知識共享，進而促進員工創(chuàng)新。

圖2 路徑系數(shù)Fig.2 Path coefficients

3.6 調(diào)節(jié)效應檢驗

本研究檢驗情境因素和測量因素的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果如表4所示，宏觀中觀微觀3個層面的情境因素均顯著調(diào)節(jié)學習目標導向與員工創(chuàng)新之間的關系。當員工為新生代、知識型員工時，學習目標導向與員工創(chuàng)新的相關性(0.543，0.520，p<0.001)明顯強于非新生代員工、非知識型員工(0.506，0.513，p<0.001)，且異質(zhì)性均顯著，因此，假設H5得到支持。此外，非高科技企業(yè)相比高科技企業(yè)、欠發(fā)達地區(qū)相比發(fā)達地區(qū)、非中國情境相比中國情境，學習目標導向與員工創(chuàng)新的相關性相對較弱(0.439<0.471，p<0.001；0.473<0.485，p<0.001；0.480<0.492，p<0.01)，且異質(zhì)性均顯著，因此，假設H6、H7得到支持。

由表5可知，測量工具、測量方法等測量因素的調(diào)節(jié)效應顯著。在測量工具選擇上，使用Vandewalle量表測量學習目標導向時，學習目標導向與員工創(chuàng)新的相關性明顯強于使用Button量表時(0.521>0.443, p<0.001)，且異質(zhì)性顯著，因此，假設H8得到支持。學習目標導向與員工創(chuàng)新關系的相關性，同源測量時(0.505，p<0.001)明顯高于非同源測量時(0.422，p<0.001)，橫截面測量時(0.493，p<0.001)高于多時點測量時(0.394，p<0.001)，因此，假設H9得到支持。

表4 情境因素調(diào)節(jié)分析結(jié)果Tab.4 Moderating effect of situational factors

表5 測量因素調(diào)節(jié)分析結(jié)果Tab.5 Moderating effect of measurement factors

4 研究結(jié)論與討論

4.1 研究結(jié)論

鑒于學習目標導向會對員工心理和行為產(chǎn)生作用進而影響員工創(chuàng)新，本研究基于國內(nèi)外84篇相關實證研究88個獨立樣本，運用元分析方法進行歸納整合。

主效應元分析結(jié)果顯示，學習目標導向與員工創(chuàng)新顯著正相關，不同層次學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的影響存在差異，其中，團隊層面學習目標導向的正向影響更顯著。團隊學習目標導向并不是個體層面學習目標導向在團隊層面的簡單映射，其更注重整體目標認知感。在這種認知情境下，成員將團隊視作一個不斷改進自身知識結(jié)構(gòu)與工作方法的穩(wěn)固群體，更樂于與他人合作，以期實現(xiàn)信息價值最大化并提升自身能力和價值。

學習目標導向通過提高創(chuàng)新自我效能感或促進知識共享對員工創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響，且兩條路徑之間存在鏈式中介的內(nèi)在聯(lián)系，即創(chuàng)新自我效能感通過激發(fā)知識共享促進員工創(chuàng)新。首先，學習目標導向的員工面對困難時，會運用合適的策略應對挑戰(zhàn)，增強完成創(chuàng)造性工作的信心，積極努力，創(chuàng)造新的產(chǎn)品設計、優(yōu)化工作流程等[10]。其次，學習目標導向的員工對提高自身能力非常感興趣，為了加強個人學習，會積極共享知識，增進組織成員交流，有利于新思路和新方法的產(chǎn)生。最后，學習目標導向強的員工創(chuàng)新意愿更強，能夠主動分享隱性知識，進而促進創(chuàng)新行為。

宏觀中觀微觀3個層面的情境因素均顯著影響學習目標導向與員工創(chuàng)新之間的關系。第一，對新生代員工和知識型員工而言，學習目標導向存在更強的正面效應。新生代員工和知識型員工的專業(yè)能力與個人素養(yǎng)往往更高，期望自我實現(xiàn)，具有更高的自主性和創(chuàng)造性；第二，當被試所在企業(yè)為高科技企業(yè)或處于發(fā)達地區(qū)時，學習目標導向的積極影響更強。通常高科技企業(yè)和發(fā)達地區(qū)對員工技術水平要求較高，學習目標導向的員工為適應市場環(huán)境，會通過各種途徑提升自身創(chuàng)造能力，此外，其通常會為員工提供更多學習途徑和機會，例如職業(yè)技能培訓等；第三，學習目標導向與員工創(chuàng)新的關系強度在不同文化背景下有所不同，在中國情境下相關關系更強，可能是因為中國情境下員工易受傳統(tǒng)儒家文化的影響，追求長期學習和進步。

測量因素檢驗結(jié)果表明，測量工具、測量方法的調(diào)節(jié)效應顯著。第一，Vandewalle量表是基于工作情境設計的量表，相比Button量表，Vandewalle量表更符合企業(yè)管理實踐，因此，Vandewalle量表測量時展現(xiàn)出更高相關程度；第二，同源測量會產(chǎn)生共同方法偏差，被試回答一系列問題時，會根據(jù)自己對變量間關系的已有認識，傾向于作出一致的回答[44]，人為地增強變量間相關性。相較于橫截面測量，多時點測量的時間隔離屬于事前防御措施，可以有效減少共同方法偏差[13]，更加真實地反映變量間動態(tài)關系，因而多時點測量下的相關性相對較低。

4.2 理論貢獻

(1)現(xiàn)有研究多關注學習目標導向與績效的關系[45]，對學習目標導向與員工創(chuàng)新的研究不足。盡管相關實證研究驗證了學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的正向作用，但研究結(jié)論存在線性相關、倒U型相關、S型相關等差異。本研究通過元分析，厘清了不同層次學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的差異化影響。

(2)以往研究局限于從單一心理或行為機制視角探討學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的影響，本研究整合社會認知理論與知識管理理論，通過MASEM分析，一方面肯定了兩種作用機制同時存在，即學習目標導向既能夠提高員工創(chuàng)新自我效能感，讓員工更有信心地從事創(chuàng)新活動，又有利于組織內(nèi)知識共享，促進員工新思想、新想法產(chǎn)生和實踐；另一方面構(gòu)建了學習目標導向通過“創(chuàng)新自我效能感—知識共享”對員工創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響的鏈式中介模型，延伸了員工個體特征到員工創(chuàng)新之間心理資源與行為路徑的中介研究，探索了兩種視角之間的內(nèi)在聯(lián)系，有利于推動學習目標導向理論機制的發(fā)展。

(3)拓展了學習目標導向作用的邊界條件，從情境因素和測量因素兩個方面，深入探討學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新影響效應的差異性，有助于解釋不一致的研究結(jié)論。在情境因素的探析上，員工特征區(qū)分了被試的微觀情境，企業(yè)特征識別了員工創(chuàng)新的中觀情境，文化背景反映了宏觀情境。測量因素中，采用Vandewalle量表測量時相關程度更高，同源測量會膨脹變量之間的相關性，多時點測量的時間隔離能夠有效減少共同方法偏差，更加真實地反映變量之間的關系。本研究回應了Stasielowicz[12]提出關注文化背景、評估方式、測量時間選擇等調(diào)節(jié)效應的呼吁。

4.3 實踐啟示

首先，員工創(chuàng)新對組織生存和發(fā)展至關重要，企業(yè)人力資源團隊在招聘時需要關注候選人的學習目標導向，企業(yè)管理者需注重員工學習目標導向的長期培養(yǎng)。相比個體層面，組織更應從團隊層面著手，培養(yǎng)員工學習目標導向，這對促進員工產(chǎn)生創(chuàng)新思維、開展創(chuàng)新行為的效果更佳，例如，制定團隊月度拓新OKR，開展團隊業(yè)務討論會進行頭腦風暴。其次，學習目標導向不僅能有效提高員工創(chuàng)新自我效能感，還能有效促進知識共享，并通過創(chuàng)新自我效能感激發(fā)知識共享進而促進員工創(chuàng)新。組織需培育和激發(fā)員工創(chuàng)新心理，如建立科學的容錯機制和寬松的創(chuàng)新氛圍，激勵員工積極建言、勇于創(chuàng)新，加強知識技能培訓和創(chuàng)新激勵，促進成功經(jīng)驗分享，增強員工創(chuàng)新自我效能感。再次，構(gòu)建組織內(nèi)部知識共享系統(tǒng)，例如建設共享知識庫，搭建工作SOP等。有意識地活躍組織內(nèi)部知識共享氛圍，增強員工對組織的安全感、歸屬感，降低員工由于知識共享產(chǎn)生的負面情緒，如知識流失導致的不安，營造組織內(nèi)部學習氛圍，促進知識流動，激發(fā)信息資源共享。企業(yè)也可以調(diào)整組織結(jié)構(gòu)，設立新人導師制，促進組織內(nèi)部新老員工知識共享。

此外，組織需要重視員工特征、企業(yè)特征等因素，因人而異、因地制宜培養(yǎng)員工學習目標導向。首先，結(jié)合行業(yè)類型和企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，組織招聘時應有針對性地納入更多新生代、知識型員工，這類員工積極追求自我實現(xiàn)，有更高目標導向性，在工作中不斷提升自己。其次，在發(fā)達地區(qū)或高科技企業(yè)，員工創(chuàng)新性更容易被目標導向激發(fā)，組織可以建立績效激勵體制，激發(fā)員工學習動機和工作積極性。最后，中國情境下企業(yè)員工學習導向性更強，組織可宣揚中國儒家傳統(tǒng)的勤學文化，營造良好學習氛圍，同時，加強員工技能培訓和職業(yè)規(guī)劃培訓，持續(xù)為員工提供學習機會，鼓勵員工大膽建言、勇于創(chuàng)新。

4.4 研究局限與未來展望

評估學習目標導向與員工創(chuàng)新之間關系時，需關注學習回避目標導向和學習證明目標導向之間的區(qū)別，已有研究認為，相比績效回避目標導向，學習回避目標導向的負向影響更強[45]。受限于學習回避目標導向的實證研究數(shù)量，本研究基于目標導向三維結(jié)構(gòu)探討學習目標導向與員工創(chuàng)新的關系，未來可在樣本豐富的情況下，進一步區(qū)分學習證明與回避目標導向，探討四維結(jié)構(gòu)的作用機理。本研究探討了創(chuàng)新自我效能感和知識共享的鏈式中介作用，未來可從自我決定等視角，探究動機情感情緒等的作用機制，以豐富學習目標導向?qū)T工創(chuàng)新的理論解釋。此外，由于文獻大多未提供組織成長階段、行業(yè)類型等信息，本研究關注的潛在調(diào)節(jié)因素有限，未來可在更為豐富的實證研究基礎上，討論學習目標導向與員工創(chuàng)新之間是否存在其它調(diào)節(jié)變量。