田立法　張光磊　梁辰

摘要 為了明晰培訓(xùn)實(shí)踐、激勵(lì)實(shí)踐對(duì)知識(shí)型員工組織忠誠(chéng)及協(xié)作意向的影響機(jī)理，對(duì)天津市13家企業(yè)的364位知識(shí)型員工進(jìn)行了問(wèn)卷調(diào)查。結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：情感忠誠(chéng)是培訓(xùn)實(shí)踐影響員工協(xié)作意向的部分中介變量。是激勵(lì)實(shí)踐影響員工協(xié)作意向的完全中介變量；持續(xù)忠誠(chéng)不是培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐影響員工協(xié)作意向的中介變量。

關(guān)鍵詞 培訓(xùn)實(shí)踐，激勵(lì)實(shí)踐，協(xié)作意向，組織忠誠(chéng)。

分類號(hào) B849：F270.7

1 前言

知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，企業(yè)獲取持續(xù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)越發(fā)依賴于對(duì)知識(shí)型員工的管理效果?，F(xiàn)代科技革命一方面提高了企業(yè)組織內(nèi)任務(wù)的復(fù)雜性，另一方面對(duì)工作團(tuán)隊(duì)中成員的協(xié)作性要求更高。戰(zhàn)略人力資源管理學(xué)者將目光聚焦到了HRM實(shí)踐影響知識(shí)型員工協(xié)作意向的心理機(jī)制。“HRM實(shí)踐感知→社會(huì)交換關(guān)系→心理契約→組織承諾→組織公民行為”被稱作“心理契約邏輯框架”表征著HRM實(shí)踐影響員工行為的復(fù)雜性機(jī)理。

西方學(xué)者認(rèn)為組織承諾是組織公民行為的直接驅(qū)動(dòng)源，但對(duì)于華人可能是組織忠誠(chéng)（皇甫剛，姜定宇，張崗英，2013）。組織忠誠(chéng)是指員工對(duì)組織表現(xiàn)出的信心和持續(xù)支持，是一種角色外行為。員工的組織忠誠(chéng)研究伴隨組織承諾研究產(chǎn)生，并常出現(xiàn)在工作滿意度的EVLN模型研究之中。知識(shí)型員工在組織中掌握核心技術(shù)，其忠誠(chéng)對(duì)組織的發(fā)展至關(guān)重要（King，2000）。忠誠(chéng)的員工常表現(xiàn)出較高的工作績(jī)效水平和顧客滿意度。King（2000）指出，職業(yè)安全感是白領(lǐng)員工表現(xiàn)出忠誠(chéng)的必要條件。趙永新和胡冬生（2009）證實(shí)薪酬和福利作為建筑行業(yè)員工物質(zhì)性需求滿足的保障，最可能影響其忠誠(chéng)性。

在現(xiàn)代企業(yè)組織中，管理人員偏好于采用HRM系統(tǒng)管理員工的心理與行為。系統(tǒng)性是戰(zhàn)略HRM理論區(qū)別于一般HRM理論的一項(xiàng)主要特征：管理者通過(guò)“一束”或“幾束”保持內(nèi)部一致并與企業(yè)戰(zhàn)略相匹配的HRM實(shí)踐實(shí)現(xiàn)員工的科學(xué)化管理。HRM系統(tǒng)可構(gòu)型為技能強(qiáng)化、動(dòng)機(jī)強(qiáng)化與機(jī)會(huì)強(qiáng)化三個(gè)方面的HRM實(shí)踐，具體包括招聘實(shí)踐、培訓(xùn)實(shí)踐以及體現(xiàn)激勵(lì)性的績(jī)效考核、薪酬、員工參與、就業(yè)保障等HRM實(shí)踐。與招聘實(shí)踐相比，培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐更可能直接影響員工的心理感知與行為意向。

為了激勵(lì)知識(shí)型員工的組織忠誠(chéng)，企業(yè)會(huì)提供培訓(xùn)機(jī)會(huì)、薪酬及福利作為有形誘因，也會(huì)提供職業(yè)安全與晉升機(jī)會(huì)作為無(wú)形誘因（格里芬，摩海德，唐寧玉，2010；張剛英，董倩，2013）。當(dāng)員工與組織通過(guò)互惠交換感知構(gòu)建起心理契約關(guān)系時(shí)，個(gè)體會(huì)向組織源源不斷的貢獻(xiàn)努力和忠誠(chéng)，組織則以持續(xù)的報(bào)酬、安全就業(yè)和升職回報(bào)個(gè)體。Turnley和Feldman（1999）對(duì)800位管理人員研究后發(fā)現(xiàn)，心理契約違背會(huì)降低其對(duì)組織的忠誠(chéng)性。Scheel，Rigotti和Mohr（2013）發(fā)現(xiàn)。培訓(xùn)與薪酬實(shí)踐最可能影響員工與組織間的心理契約關(guān)系。

培訓(xùn)實(shí)踐常用于提升員工的工作能力和知識(shí)水平，為其適應(yīng)企業(yè)發(fā)展所需的高標(biāo)準(zhǔn)工作崗位要求提供保障。Rusbult和Lowery（1985）以公務(wù)員為例證實(shí)，員工在工作崗位上投入精力越多，組織忠誠(chéng)度也越高。之后，Rusbult，F(xiàn)arrell，Rogers和Mainous（1988）采用仿真、問(wèn)卷和實(shí)驗(yàn)方法相結(jié)合再次證實(shí)了該觀點(diǎn)。培訓(xùn)實(shí)踐在提升員工技能水平的同時(shí)，還會(huì)增強(qiáng)員工的工作信心和職業(yè)安全感。Costen和Salazar（2011）以豪華酒店員工為例證實(shí)，員工感知到有更多參與培訓(xùn)項(xiàng)目的機(jī)會(huì)時(shí)，將表現(xiàn)出更高的忠誠(chéng)度。激勵(lì)實(shí)踐旨在提高員工的薪酬福利水平和晉升預(yù)期，在激勵(lì)員工努力工作方面發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。激勵(lì)實(shí)踐可為員工創(chuàng)造快樂(lè)、安全的工作環(huán)境。這有助于員工保持對(duì)組織的忠誠(chéng)。此外，激勵(lì)實(shí)踐還能給員工帶來(lái)被重視感知，這也會(huì)提高員工對(duì)組織的忠誠(chéng)。

培訓(xùn)與激勵(lì)實(shí)踐除了有助于提升員工的組織忠誠(chéng)外，還可能直接影響員工的協(xié)作意向。Bottom，Holloway，Miller，Mislin和Whitford（2006）指出培訓(xùn)實(shí)踐作為員工與組織間的一種社會(huì)交換能夠提高員工的協(xié)作意向。Siemsen，Balasubramanian和Roth（2007）證實(shí)激勵(lì)實(shí)踐對(duì)員工協(xié)作有著顯著的復(fù)雜影響。寶貢敏和錢源源（2011）證實(shí)研發(fā)團(tuán)隊(duì)成員的情感忠誠(chéng)對(duì)協(xié)作意向有積極效應(yīng)，而持續(xù)忠誠(chéng)對(duì)協(xié)作意向有消極效應(yīng)：并指出長(zhǎng)期專業(yè)化的職業(yè)培訓(xùn)能夠強(qiáng)化研發(fā)團(tuán)隊(duì)成員情感忠誠(chéng)與協(xié)作意向的關(guān)系。隨著知識(shí)型員工在組織中的時(shí)間、精力和情感投入，對(duì)企業(yè)組織的親密感和心理所有權(quán)將得到不斷強(qiáng)化，進(jìn)而表現(xiàn)出較高的忠誠(chéng)度和協(xié)作意向（潘孝富，秦啟文，張永紅，譚小宏，2012；袁凌，黃劍，姚記標(biāo)，2012）。

忠誠(chéng)是一種道德信念，體現(xiàn)了個(gè)人對(duì)組織盡義務(wù)的忠誠(chéng)成分，通過(guò)特定的理由可以激發(fā)出忠誠(chéng)主體的行動(dòng)意向（皇甫剛，姜定宇，張崗英，2013）。但組織忠誠(chéng)在HRM實(shí)踐與員工角色外行為間如何發(fā)揮中介作用還是一個(gè)待解命題。尤其是組織忠誠(chéng)以二維的情感型與持續(xù)型形式存在時(shí)，如何在培訓(xùn)實(shí)踐、激勵(lì)實(shí)踐與員工協(xié)作意向間發(fā)揮中介作用以及發(fā)揮什么樣的中介作用，此問(wèn)題更有待在中國(guó)情境下的知識(shí)型員工群體中做進(jìn)一步的實(shí)證研究。

本文將運(yùn)用實(shí)證研究方法考察如下問(wèn)題：培訓(xùn)實(shí)踐對(duì)知識(shí)型員工協(xié)作意向的正向直接效應(yīng)是否顯著：情感忠誠(chéng)與持續(xù)忠誠(chéng)在培訓(xùn)實(shí)踐與知識(shí)型員工協(xié)作意向之間是否發(fā)揮中介作用：激勵(lì)實(shí)踐對(duì)知識(shí)型員工協(xié)作意向的正向直接效應(yīng)是否顯著：情感忠誠(chéng)與持續(xù)忠誠(chéng)在激勵(lì)實(shí)踐與知識(shí)型員工協(xié)作意向之間是否發(fā)揮中介作用。

2 研究方法

2.1研究對(duì)象與調(diào)查過(guò)程

本研究向天津市13家企業(yè)中的364位知識(shí)型員工被試進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。最終獲取了291份有效問(wèn)卷，問(wèn)卷有效率82%。其中：工程建筑類2家企業(yè)，51個(gè)樣本；生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)5家，116個(gè)樣本；生活性服務(wù)業(yè)企業(yè)2家，68個(gè)樣本；通信服務(wù)業(yè)企業(yè)1家，10個(gè)樣本；制造業(yè)企業(yè)3家，46個(gè)樣本。在291名知識(shí)型員工中：女性員工占比為47.42%；本科及以上學(xué)歷員工占比70.10%：管理崗員工占比為36.77%。調(diào)查問(wèn)卷中全部題項(xiàng)的填答均由同一位知識(shí)型員工完成。在選取調(diào)查對(duì)象時(shí)遵循如下原則：一是盡量選取教育水平在大專及以上學(xué)歷的員工：二是盡量選取在企業(yè)中處于重要工作崗位的員工。

2.2研究工具

2.2.1培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐量表

在設(shè)計(jì)培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐量表時(shí)，參考了Delery和Doty（1996）、Collins和Smith（2006）編制的HRM系統(tǒng)量表，共17個(gè)題項(xiàng)。其中。培訓(xùn)實(shí)踐8個(gè)題項(xiàng)，激勵(lì)實(shí)踐9個(gè)題項(xiàng)。采用5點(diǎn)里克特量表測(cè)度（從非常同意到非常不同意）各題項(xiàng)。經(jīng)過(guò)探索性因子分析后，保留下來(lái)的題項(xiàng)因子載荷值均在0.5以上。培訓(xùn)實(shí)踐包括6個(gè)題項(xiàng)，如“企業(yè)為員工提供了有助于長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的培訓(xùn)項(xiàng)目”。培訓(xùn)實(shí)踐量表的驗(yàn)證性因子分析各項(xiàng)擬合參數(shù)為：x²=8.361，df=5，x²/df=1.672，GFI=0.991，AGFI=0.961，NFI=0.992，CFI=0.997，IFI=0.997，RM-SEA=0.048；量表的Cronbach α系數(shù)為0.892.組合信度為0.880，平均變異數(shù)抽取量為0.552。激勵(lì)實(shí)踐包括4個(gè)題項(xiàng)，如“企業(yè)薪酬高于同行業(yè)其他企業(yè)的薪酬水平”。激勵(lì)實(shí)踐量表的驗(yàn)證性因子分析各項(xiàng)擬合參數(shù)為：x²=0.963，af=1，x²/df=0.963，GFI=0.998，AGFI=0.983，NFI=0.998，CFI=1.000，IFI=1.000，RMSEA=0.000；量表的Cronbach α系數(shù)為0.803，組合信度為0.794，平均變異數(shù)抽取量為0.496。下面，采用CFA對(duì)培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐量表的區(qū)別效度進(jìn)行檢驗(yàn)。限制模型與非限制模型的卡方差異值為105.947.卡方值差異量顯著性檢驗(yàn)的概率值p=0.000<0.05.非常顯著。說(shuō)明。培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐兩個(gè)潛變量在構(gòu)面間的區(qū)別效度佳?？梢?jiàn)，培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐量表均有著較好的信度與結(jié)構(gòu)效度。

2.2.2組織忠誠(chéng)量表

在設(shè)計(jì)組織忠誠(chéng)量表時(shí)。參考了Mueller，Wallace和Price（1992）設(shè)計(jì)的組織忠誠(chéng)量表以及Meyer和Allen（1997）、Wright，Gardner和Moynihan（2003）設(shè)計(jì)的情感型組織承諾量表，共8個(gè)題項(xiàng)。采用5點(diǎn)里克特量表測(cè)度各題項(xiàng)。經(jīng)探索性因子分析后發(fā)現(xiàn)員工的組織忠誠(chéng)量表可以分為情感型組織忠誠(chéng)與持續(xù)型組織忠誠(chéng)兩個(gè)維度，題項(xiàng)因子載荷值均在0.5以上。情感忠誠(chéng)包括4個(gè)題項(xiàng)，如“我喜歡與外面的人討論我所在的企業(yè)”。持續(xù)忠誠(chéng)包括4個(gè)題項(xiàng)，如“我覺(jué)得離開(kāi)現(xiàn)在的企業(yè)到其他企業(yè)也能安心工作（反向指標(biāo)）”。組織忠誠(chéng)量表的一階驗(yàn)證性因子分析各項(xiàng)擬合參數(shù)為：x²=37.157，df=19，x²/df=1.956，GFI=0.971，AGFI=0.944，NFI=0.962，CFI=0.981，IFI=0.981，RMSEA=0.057；組織忠誠(chéng)總量表的Cronbach α系數(shù)為0.737：情感忠誠(chéng)量表的Cronbach α系數(shù)為0.749.組合信度為0.751.平均變異數(shù)抽取量為0.431：持續(xù)忠誠(chéng)量表的Cronbach α系數(shù)為0.877.組合信度為0.883。平均變異數(shù)抽取量為0.660。下面，采用CFA對(duì)情感忠誠(chéng)與持續(xù)忠誠(chéng)量表的區(qū)別效度進(jìn)行檢驗(yàn)。限制模型與非限制模型的卡方差異值為147.282.卡方值差異量顯著性檢驗(yàn)的概率值p=0.000<0.05.非常顯著。說(shuō)明，情感忠誠(chéng)與持續(xù)忠誠(chéng)兩個(gè)潛變量在構(gòu)面間的區(qū)別效度佳?？梢?jiàn)，情感忠誠(chéng)量表的信度較好，結(jié)構(gòu)效度一般；持續(xù)忠誠(chéng)量表的信度與結(jié)構(gòu)效度都較好。

2.2.3員工協(xié)作意向量表

在設(shè)計(jì)員工協(xié)作意向量表時(shí)，主要參考了Chatman和Flynn（2001）編制的團(tuán)隊(duì)成員協(xié)作關(guān)系量表。共5個(gè)題項(xiàng)。采用5點(diǎn)里克特量表測(cè)度各題項(xiàng)。經(jīng)探索性因子分析后發(fā)現(xiàn)員工的協(xié)作意向量表包括4題項(xiàng)。如“在企業(yè)中工作時(shí)，我與同事間經(jīng)常需要協(xié)作才能完成工作任務(wù)”。協(xié)作意向量表的驗(yàn)證性因子分析各項(xiàng)擬合參數(shù)為：x²=0.048，df=1，x²/df=0.048，GFI=1.000，AGFI=0.999，NFI=1.000，CFI=1.000，IFI=1.003，RMSEA=0.000；量表的Cronbach α系數(shù)為0.750，組合信度為0.767，平均變異數(shù)抽取量為0.468?？梢?jiàn)，協(xié)作意向量表有著較好的信度與結(jié)構(gòu)效度。

2.3統(tǒng)計(jì)工具

本研究采用SPSS 11.0與AMOS 18.0軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析、信度與效度檢驗(yàn)以及描述性統(tǒng)計(jì)分析，采用AMOS18.0軟件對(duì)理論假設(shè)進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

3 結(jié)果與分析

3.1共同方法偏差檢驗(yàn)

為了避免產(chǎn)生共同方法偏差，在發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷時(shí)注意了如下事項(xiàng)：一是與被調(diào)研對(duì)象進(jìn)行了面對(duì)面或電話溝通，強(qiáng)調(diào)匿名、保密及數(shù)據(jù)只用于科學(xué)研究等事項(xiàng)；二是對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行了明確的分塊處理，使調(diào)研對(duì)象在填答調(diào)查問(wèn)卷時(shí)能夠?qū)φ{(diào)研目的有個(gè)清晰的認(rèn)知。采用Harman單因素檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，不存在一個(gè)可解釋大部分變異量的共同因子，第一個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為29.985%，共同方法偏差問(wèn)題不顯著。

3.2結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)結(jié)果

本文構(gòu)建了兩個(gè)結(jié)構(gòu)方程模型，來(lái)分別檢驗(yàn)培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐如何通過(guò)情感忠誠(chéng)與持續(xù)忠誠(chéng)的中介作用影響員工的協(xié)作意向。結(jié)構(gòu)方程模型1與結(jié)構(gòu)方程模型2的各項(xiàng)適配度見(jiàn)表1.變量之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別見(jiàn)圖1和圖2。從表1可以看出，兩個(gè)結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合情況均良好。

從圖1可以看出，培訓(xùn)實(shí)踐對(duì)員工協(xié)作意向的影響系數(shù)為0.319（p<0.001）。培訓(xùn)實(shí)踐對(duì)情感忠誠(chéng)的影響系數(shù)為0.413（p<0.001）；情感忠誠(chéng)對(duì)員工協(xié)作意向的影響系數(shù)為0.501（p<0.001）。培訓(xùn)實(shí)踐對(duì)持續(xù)忠誠(chéng)的影響系數(shù)為-0.020.不顯著：持續(xù)忠誠(chéng)對(duì)員工協(xié)作意向的影響系數(shù)為-0.016.不顯著?？梢?jiàn)，情感忠誠(chéng)在培訓(xùn)實(shí)踐與員工協(xié)作意向之間發(fā)揮部分中介作用，持續(xù)忠誠(chéng)在二者間不發(fā)揮中介作用，培訓(xùn)實(shí)踐通過(guò)持續(xù)忠誠(chéng)對(duì)員工協(xié)作意向的間接效應(yīng)為0.413×0.501=0.207.低于直接效應(yīng)系數(shù)0.319，總效應(yīng)為0.207+0.319=0.526。

從圖2可以看出，激勵(lì)實(shí)踐對(duì)員工協(xié)作意向的影響系數(shù)為0.056，不顯著。激勵(lì)實(shí)踐對(duì)情感忠誠(chéng)的影響系數(shù)為0.415.顯著；情感忠誠(chéng)對(duì)員工協(xié)作意向的影響系數(shù)為0.609，顯著。激勵(lì)實(shí)踐對(duì)持續(xù)忠誠(chéng)的影響系數(shù)為-0.132.不顯著：持續(xù)忠誠(chéng)對(duì)員工協(xié)作意向的影響系數(shù)為-0.015，不顯著。可見(jiàn)，情感忠誠(chéng)在激勵(lì)實(shí)踐與員工協(xié)作意向之間發(fā)揮完全中介作用，持續(xù)忠誠(chéng)在二者間不發(fā)揮中介作用。激勵(lì)實(shí)踐通過(guò)情感忠誠(chéng)對(duì)員工協(xié)作意向的間接效應(yīng)為0.415×0.609=0.253。

4 討論

4.1培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐通過(guò)影響知識(shí)型員工的情感忠誠(chéng)進(jìn)而影響他們的協(xié)作意向

情感忠誠(chéng)是指員工對(duì)組織存在情緒依賴性，對(duì)組織的管理決策和價(jià)值觀發(fā)自內(nèi)心認(rèn)同并保持信心，類似于情感型組織承諾。本文的研究結(jié)果顯示，培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐對(duì)知識(shí)型員工情感忠誠(chéng)的正向直接效應(yīng)皆顯著，說(shuō)明二者都有助于提升員工的情感忠誠(chéng)。培訓(xùn)實(shí)踐向員工技能投資說(shuō)明組織重視員工的發(fā)展?jié)撡|(zhì)，而且還有助于員工職業(yè)安全感的提高。激勵(lì)實(shí)踐一方面滿足員工的需求層次，另一方面表征員工的多元化價(jià)值性差異。當(dāng)員工與組織間構(gòu)建起互惠規(guī)范關(guān)系與心理契約關(guān)系時(shí)，為了回報(bào)組織在培訓(xùn)與激勵(lì)方面給予自己的“好處”，員工會(huì)主動(dòng)提高對(duì)組織的情感忠誠(chéng)。

隨著員工對(duì)組織情感忠誠(chéng)度的提高，將對(duì)組織表現(xiàn)出較高的信心、滿意度和情感承諾，進(jìn)而激發(fā)員工間的協(xié)作意向。知識(shí)型員工的情感忠誠(chéng)作為一種角色外行為，一旦降低的話很可能就預(yù)示著協(xié)作意向的降低。對(duì)于管理人員，通過(guò)觀察知識(shí)型員工的情感忠誠(chéng)來(lái)預(yù)測(cè)協(xié)作意向要比觀察其角色內(nèi)行為（如，個(gè)人勤奮性、工作效率）可能更有效（寶貢敏，錢源源，2011）。在提升員工情感忠誠(chéng)時(shí)，管理人員可將外在激勵(lì)方式（如，職業(yè)發(fā)展、薪酬）與內(nèi)在激勵(lì)方式（如，成就感、晉升、上級(jí)支持、工作自主性）結(jié)合起來(lái)提升員工對(duì)組織的情感忠誠(chéng)（劉琴，徐擁軍，陳幸華，2002；張伶，張正堂，2008）。

4.2培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐無(wú)法通過(guò)影響知識(shí)型員工的持續(xù)忠誠(chéng)進(jìn)而影響他們的協(xié)作意向

員工的持續(xù)忠誠(chéng)類似于持續(xù)型組織承諾，是指員工因經(jīng)濟(jì)價(jià)值與社會(huì)交換關(guān)系而對(duì)組織表現(xiàn)出持續(xù)性信心、認(rèn)可和依賴性。本文的研究結(jié)果顯示，培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐對(duì)知識(shí)型員工持續(xù)忠誠(chéng)的影響效應(yīng)為負(fù)向不顯著，持續(xù)忠誠(chéng)對(duì)協(xié)作意向的影響效應(yīng)為負(fù)向不顯著。

當(dāng)員工對(duì)組織存在持續(xù)忠誠(chéng)時(shí)，在做任何工作之前都會(huì)先權(quán)衡得失，然后再選擇對(duì)自己最有利的方式完成工作（王穎，張生太，2008）。培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐提升了員工與組織的互惠交換關(guān)系，為了回報(bào)組織員工在心理上會(huì)主動(dòng)減少對(duì)組織的持續(xù)忠誠(chéng)。同樣，持續(xù)忠誠(chéng)高的員工往往以自我方式做事，不會(huì)主動(dòng)與同事保持協(xié)作關(guān)系。管理人員應(yīng)將管理的重點(diǎn)放在知識(shí)型員工持續(xù)忠誠(chéng)向情感忠誠(chéng)轉(zhuǎn)化方面，通過(guò)HRM實(shí)踐使員工放下“自私自利”的自我觀念，積極主動(dòng)地與同事保持協(xié)作關(guān)系。

4.3培訓(xùn)實(shí)踐對(duì)知識(shí)型員工協(xié)作意向的影響效應(yīng)強(qiáng)于激勵(lì)實(shí)踐

本文的研究結(jié)果顯示，培訓(xùn)實(shí)踐對(duì)知識(shí)型員工協(xié)作意向的影響除了能夠通過(guò)情感忠誠(chéng)的中介作用得以實(shí)現(xiàn)外，對(duì)協(xié)作意向的正向直接效應(yīng)也顯著。說(shuō)明，培訓(xùn)實(shí)踐不僅向員工傳遞著職業(yè)安全和晉升信號(hào)，還向員工傳遞著程序性公平信號(hào)，這有助于激發(fā)員工間相互協(xié)作。激勵(lì)實(shí)踐雖能夠通過(guò)情感忠誠(chéng)的中介作用影響知識(shí)型員工的協(xié)作意向，但對(duì)協(xié)作意向的正向直接效應(yīng)不顯著。說(shuō)明，組織針對(duì)員工的角色內(nèi)行為設(shè)計(jì)激勵(lì)實(shí)踐?？赡軣o(wú)法有效激勵(lì)員工間的相互協(xié)作這一角色外行為。

5 結(jié)論

本研究條件得出如下結(jié)論：（1）培訓(xùn)實(shí)踐與激勵(lì)實(shí)踐能夠通過(guò)提高知識(shí)型員工的情感忠誠(chéng)進(jìn)而提升其協(xié)作意向，無(wú)法通過(guò)提高知識(shí)型員工的持續(xù)忠誠(chéng)來(lái)提升其協(xié)作意向。（2）培訓(xùn)實(shí)踐能夠直接提升知識(shí)型員工的協(xié)作意向，激勵(lì)實(shí)踐則不能。