王炳成,閆曉飛

(山東科技大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院,山東 青島 266590)

經(jīng)濟管理研究

知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系研究——基于Meta Analysis方法

王炳成,閆曉飛

(山東科技大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院,山東 青島 266590)

對45篇中外有效文獻中的67個效應(yīng)值,運用元分析(Meta Analysis)研究方法,對2008年至2016年有關(guān)員工知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系的實證研究進行定量綜合研究。研究結(jié)果表明,員工知識共享與創(chuàng)新績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系,相關(guān)系數(shù)r=0.503;文獻數(shù)據(jù)發(fā)表年份、知識共享測量維度和不同文化背景對知識共享和創(chuàng)新績效的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用;研究樣本量對知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系不具有顯著調(diào)節(jié)作用。在此基礎(chǔ)上,對未來研究進行了展望。

創(chuàng)新績效;知識共享;Meta Analysis;調(diào)節(jié)作用

一、問題的提出

近年來,面對競爭日趨激烈的國內(nèi)外市場環(huán)境,創(chuàng)新驅(qū)動對經(jīng)濟發(fā)展的作用越來越重要,在知識經(jīng)濟時代,企業(yè)核心競爭力的強弱在很大程度上取決于創(chuàng)新績效的高低[1]。技術(shù)的創(chuàng)新實質(zhì)是知識的創(chuàng)新,員工知識共享水平的高低很大程度上影響其創(chuàng)新能力,進而影響員工的創(chuàng)新績效。

迄今為止,大量學(xué)者進行了有關(guān)員工知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系的實證研究,整理發(fā)現(xiàn),研究結(jié)果并不一致。劉燦輝和安立仁[2]通過面向全國多家企事業(yè)單位展開調(diào)查,發(fā)現(xiàn)員工知識共享與創(chuàng)新績效存在顯著正相關(guān)關(guān)系;晉琳琳與李德煌[3]選取了北京和廣州80支科研團隊進行統(tǒng)計分析,發(fā)現(xiàn)知識共享與客觀創(chuàng)新績效無相關(guān)關(guān)系等。這些研究結(jié)果的不一致性,使得企業(yè)采取行動策略時猶豫不覺和模糊不定。不同研究由于研究對象、樣本數(shù)量、樣本來源和測量方法等不同,成為研究結(jié)果差異的可能影響因素?；诖?運用元分析(Meta Analysis)的方法,對眾多有關(guān)知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系的研究進行定量的整合和分析,分析二者的關(guān)系強度以及影響兩者關(guān)系差異的因素,從而得出兩者更準確和合理的結(jié)論,為未來研究提供新的研究視角和啟示。

二、研究設(shè)計

(一)文獻檢索與選取

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn),國內(nèi)對員工知識共享與創(chuàng)新績效的實證研究從2008年開始逐漸增多,為了與國內(nèi)的文獻數(shù)據(jù)有效的對應(yīng),外文文獻數(shù)據(jù)也從2008年開始納入研究。研究使用EBSCO、中國知網(wǎng)、萬維、讀秀和百度學(xué)術(shù)等學(xué)術(shù)搜索引擎對2008年至今的外文和中文學(xué)位論文和期刊展開廣泛的檢索。中文數(shù)據(jù)庫搜索詞為“知識共享”(包括“知識交流”“知識轉(zhuǎn)移”和“知識管理”)并含“創(chuàng)新績效”;從主題、關(guān)鍵詞和全文三個方面進行檢索;外文數(shù)據(jù)庫檢索詞為“knowledge sharing”、“innovation performance”,兩者用“and”組合,從title、key words和all fields三個方面進行檢索。

文獻選取的標準是:(1)知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系的實證研究;(2)文獻數(shù)據(jù)完整、樣本大小明確,排除純理論或文獻綜述類的文章;(3)文獻中明確說明測量工具,重復(fù)發(fā)表的論文只取其一;(4)文獻需明確報告了知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系的相關(guān)系數(shù)r,或者能轉(zhuǎn)化為r的F值、t值等。經(jīng)過文獻檢索和選取,最終得到了45篇有效文獻,包括中文文獻33篇,外文文獻12篇,共計樣本量為10 685個。

對納入研究的文獻進行如下編碼:(1)文獻作者及發(fā)表年份;(2)樣本量;(3)樣本來源;(4)文獻來源;(5)相關(guān)系數(shù);(6)相關(guān)變量。編碼原則為:對不同文獻進行編碼,同一文獻中含有多個相關(guān)系數(shù)或樣本則對每個相關(guān)系數(shù)或樣本進行編碼。為了保證編碼的效度,研究選取兩個人分別獨立的進行編碼,將編碼后結(jié)果進行比對,對各自的編碼進行討論,得出最終的編碼結(jié)果。由于納入的文獻過多,只顯示部分所納入元分析的文獻,部分文獻[4-36]見表1(由于研究文獻較多,篇幅所限,僅顯示部分研究文獻,文獻只列出第一作者)。

(三)研究方法

元分析是一種合并、總結(jié)和評論以往定量研究的統(tǒng)計分析方法。應(yīng)用該方法既可以準確估計研究變量之間的關(guān)系,又可以挖掘出導(dǎo)致不同研究結(jié)果差異的潛在原因[36]。采用Comprehensive Meta Analysis 2.0(CMA2.0)軟件對研究數(shù)據(jù)進行元分析,主要采取相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)值,未直接報告相關(guān)系數(shù)而只報告了t值、F值和卡方值或方差和標準差則采用相關(guān)公式轉(zhuǎn)換求得。

三、研究結(jié)果分析

(一)發(fā)表偏倚檢驗

進行研究結(jié)果分析之前,首先需要對所納入研究文獻進行發(fā)表偏倚檢驗。發(fā)表偏倚是指研究者在進行元分析文獻收集時,僅收集了已發(fā)表的文獻,而遺漏了未出版的文獻,這樣會導(dǎo)致元分析的效應(yīng)值高于真實值[37],又稱出版偏差。研究采用漏斗圖(Funnel Plot)檢驗出版偏差。

漏斗圖如圖1所示,從圖1可以看出元分析所選取的文獻大都集中在漏斗圖的上方,處于下方的文獻很少,并且文獻數(shù)據(jù)均勻的分布在兩側(cè),基本呈對稱趨勢,因此,此元分析不存在出版偏差。

(二)主效應(yīng)分析

運用CMA 2.0,對10 685個樣本量67個效應(yīng)值進行異質(zhì)性檢驗,以Q值和I2為考察指標,Q值服從df=K-1的卡方分布(K為效應(yīng)值數(shù)量),則Q值顯著,研究數(shù)據(jù)存在異質(zhì)性;反之,研究數(shù)據(jù)同質(zhì);I2用來描述研究個體之間方差在總體方差中所占的比例,25%為低異質(zhì)性,50%為中等異質(zhì)性,75%為高異質(zhì)性[38]。當效應(yīng)值分布異質(zhì),則選擇隨機效應(yīng)模型進行結(jié)果分析;反之,選擇固定效應(yīng)模型。隨機效應(yīng)模型不僅考慮到研究內(nèi)和研究間的變異,還能夠估計效應(yīng)分布的平均值,同時可以防止低估小樣本研究的權(quán)重或是高估大樣本的權(quán)重,產(chǎn)生更大的置信區(qū)間,從而形成更加保守可靠的結(jié)論。研究異質(zhì)性檢驗結(jié)果如下:Q值=954.606,Df (Q)=66,P值=0.000,I2=93.086,τ2=0.061,標準誤=0.013,方差>0.001,T值=0.248。

Q=954.606>K-1=66,Q值顯著;I2為93.086,這表示觀察變異的93.086%是由效應(yīng)值的真實差異造成的,有6.914%的觀察變異是由于隨機誤差導(dǎo)致,表現(xiàn)為高異質(zhì)性,同時τ2的值為0.061,這說明研究間變異有6.1%可用于計算權(quán)重。因此,研究采用隨機效應(yīng)模型進行結(jié)果分析。

表1 納入知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系研究元分析的部分研究

隨機效應(yīng)模型分析結(jié)果如表2所示,知識共享與創(chuàng)新績效的綜合相關(guān)系數(shù)為0.503,(CI=0.441～0.565,Z=15.845,p<0.001),說明員工知識共享對創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。

表2 隨機效應(yīng)模型元分析結(jié)果

(三)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

由于納入的各項獨立研究之間存在異質(zhì)性,因此,存在其他因素調(diào)節(jié)了知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系。通過對文獻整理分析發(fā)現(xiàn),不同研究的樣本量各不相同,部分樣本量差異明顯,不同文獻發(fā)表年份不同,對知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系也存在影響;其次,在納入的研究中,知識共享對創(chuàng)新績效的研究結(jié)果大部分以“知識共享”整體效果得出,而也有相當一部分文獻對知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系的結(jié)果是以“知識共享”的各個構(gòu)面(如分為顯性知識共享和隱形知識共享)體現(xiàn),研究結(jié)果存在差異,因此,研究擬對知識共享測量維度的調(diào)節(jié)作用進行檢驗。

通過對納入研究的中西方文獻進行對比發(fā)現(xiàn),中文文獻有關(guān)知識共享與創(chuàng)新績效相關(guān)系數(shù)的研究結(jié)果普遍高于西方研究所得結(jié)果。在西方國家里,西方文化重視個人英雄主義,提倡冒險和自由,而國內(nèi)文化重集體主義和團隊協(xié)作[39]。因此,員工更可能在像國內(nèi)這樣的氛圍下分享自己的知識,獲得有益于自己的信息和資源,促進創(chuàng)新行為的產(chǎn)生,從而提高創(chuàng)新績效,因此文化背景可能是影響員工知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)因素。

基于此,研究主要檢驗樣本量(0～200、200～400和>400)、數(shù)據(jù)發(fā)表年份(2008～2012年、2012～2016年)、文化背景(東方和西方)和知識共享測量維度(單維和多維)這四個因素對知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。運用CMA 2.0進行元分析所得結(jié)果如表3所示。

由表3可以得出,數(shù)據(jù)發(fā)表年份顯著調(diào)節(jié)知識共享與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系(P<0.05),且2012年前數(shù)據(jù)發(fā)表點估計(r=0.501)大于2012年后數(shù)據(jù)發(fā)表對知識共享與創(chuàng)新績效的點估計(r=0.448);知識共享測量維度在知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系中起顯著調(diào)節(jié)作用(p<0.05),且單維度情況下,效應(yīng)值點估計(r=0.542)大于多維度情況下效應(yīng)值點估計(r=0.452),因此知識共享整體對創(chuàng)新績效的影響大于其各構(gòu)面對創(chuàng)新績效的影響;文化背景顯著調(diào)節(jié)了知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系,且在東方文化背景下,效應(yīng)值點估計(r=0.485)大于在西方文化背景下的效應(yīng)值點估計(r=0.383),因此,在東方文化背景下,知識共享對創(chuàng)新績效的影響更大。

表3 各調(diào)節(jié)因素元分析結(jié)果

四、研究結(jié)果討論

利用元分析方法對2008～2016年有關(guān)知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系的實證研究進行了整合檢驗,得出如下結(jié)論:

第一,員工知識共享對創(chuàng)新績效具有顯著正向作用,相關(guān)系數(shù)為0.503。這說明,知識共享能夠促進員工創(chuàng)新績效的提高。Polanyi[40]將知識分為顯性知識(Explicit Knowledge)和隱形知識(Tacit Knowledge),顯性知識共享是指以文字、公式的形式將儲存在書本或者數(shù)據(jù)庫中的知識通過文檔,語言等工具進行傳播。通過顯性知識共享,員工在工作中獲取到必需的顯性知識,提升知識存量,更有利于工作的開展;隱形知識是指經(jīng)驗、技術(shù)和信息等的分享與交流,通過個體之間的互動產(chǎn)生,而個體之間想法、經(jīng)驗的交流往往是迸發(fā)出創(chuàng)意火花的有效途徑,有利于獲得新的靈感,知識共享帶來知識創(chuàng)新,提高員工的創(chuàng)新能力,從而促進創(chuàng)新績效的提高。

第二,數(shù)據(jù)發(fā)表年份、知識共享測量維度和文化背景對知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用。不同發(fā)表年份的研究數(shù)據(jù)結(jié)果往往受研究方法不同的影響,同時隨著時間的推移,企業(yè)外部和內(nèi)部發(fā)展環(huán)境也發(fā)生了變化,對知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系也會產(chǎn)生影響。2008～2012年之間的文獻研究結(jié)果顯示,知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系要比2012～2016年二者的關(guān)系顯著,這可能是因為在較前一段時間里,員工知識水平相對來說較差,通過知識共享可以很大程度上提高員工的知識能力和水平;而在較近的幾年里,隨著員工知識水平的提高,獲取外部知識的途徑也越來越多,員工間交流的機會相對來說沒有以前那么多,雖然知識共享很大程度的影響創(chuàng)新績效的高低,但是員工其他方面的感知狀態(tài)對行為和績效的影響也更加重要。

知識共享測量維度對知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用,也就是說,知識共享作為一個整體來說對創(chuàng)新績效的作用效果比知識共享各構(gòu)面對創(chuàng)新績效的作用效果更大。知識共享中的顯性知識,往往僅僅是文本內(nèi)容的傳遞,如果沒有雙方經(jīng)驗的交流,迸發(fā)出創(chuàng)意的想法的機率往往比較低,因此,只探討知識共享各構(gòu)面與創(chuàng)新績效的關(guān)系不能全面的解釋二者的關(guān)系。因此,對知識共享的測量應(yīng)該更加的全面,將各部分的影響整合在一起進行分析。

不同文化背景對員工知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用。由元分析結(jié)果得出,在中國文化背景下,知識共享與創(chuàng)新績效之間關(guān)系更加的顯著。與西方重個人主義的文化氛圍相比,中國集體主義的文化氛圍更能采擇他人的想法[41],而往往別人的一句話,就能激發(fā)自己的創(chuàng)意靈感。因而,在中國背景下,員工之間進行知識共享對創(chuàng)新績效的提高更具有意義。

第三,研究文獻樣本量對知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系不具有顯著調(diào)節(jié)作用,即不同樣本量對知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系不具有調(diào)節(jié)作用。也就是說,只要選擇的樣本具有代表性,同時,信度和效度都通過檢驗,則可能對研究的結(jié)果不會造成影響。

五、結(jié)論與意義

通過對知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系進行元分析得出了以下結(jié)論:(1)知識共享對創(chuàng)新績效具有顯著正向作用;(2)文獻數(shù)據(jù)發(fā)表年份、知識共享測量維度和文化背景對知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)作用。

基于以上研究結(jié)果,一方面,研究豐富了知識共享的相關(guān)理論,精確地驗證了知識共享與創(chuàng)新績效的關(guān)系程度,這為以后學(xué)者的研究帶來了新的視角和啟示;另一方面,企業(yè)想獲得發(fā)展,員工創(chuàng)新績效水平想要提高,企業(yè)就要重視員工之間知識共享,鼓勵員工之間相互學(xué)習(xí),相互交流,構(gòu)建知識共享的文化氛圍,可以通過在企業(yè)中提供必要的時間和空間,供員工之間交流心得和工作經(jīng)驗,這將有利于創(chuàng)新活動的開展,促進員工創(chuàng)新績效的提高。

[1]陳偉,彭楊,楊柏.跨企業(yè)知識共享、知識泄露與創(chuàng)新績效:基于供應(yīng)鏈視角的實證研究[J].技術(shù)經(jīng)濟,2016,35(6):1-7.

[2]劉燦輝,安里仁.員工多樣性、知識共享與個體創(chuàng)新績效:一個有調(diào)節(jié)的中介模型[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理,2016,37(7):170-180.

[3]晉琳琳,李德煌.科研團隊學(xué)科背景特征對創(chuàng)新績效的影響:以知識交流共享與知識整合為中介變量[J].科學(xué)學(xué)研究,2012,30(1):111-123.

[4]朱少英,齊二石,徐渝.變革型領(lǐng)導(dǎo)、團隊氛圍、知識共享與團隊創(chuàng)新績效的關(guān)系[J].軟科學(xué),2008,22(11):1-9.

[5]王璐.創(chuàng)新型民營企業(yè)知識管理能力與創(chuàng)新績效的關(guān)系研究[D].杭州:浙江工業(yè)大學(xué),2011.

[6]李凱廣.知識共享、交互記憶系統(tǒng)與創(chuàng)新績效的作用關(guān)系研究[D].杭州:浙江工商大學(xué),2010.

[7]耿科化.社會資本、多團隊學(xué)習(xí)與創(chuàng)新績效的關(guān)系研究[D].杭州:浙江工商大學(xué),2011.

[8]徐國東,郭鵬.IT能力、知識共享對組織創(chuàng)新績效影響的實證研究[J].情報雜志,2012,31(7):116-127.

[9]曹卓偉.IT外包中吸收能力、知識共享對員工創(chuàng)新績效的影響[D].西安:西安電子科技大學(xué),2013.

[10]胡璠.知識共享視角下人力資源管理實踐對創(chuàng)新績效的影響研究[J].長沙:湖南師范大學(xué),2013.

[11]姚云雷.關(guān)系質(zhì)量、知識共享與創(chuàng)新績效關(guān)系:基于節(jié)能服務(wù)公司的實證研究[D].杭州:浙江工商大學(xué),2014.

[12]張瀝之.創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)知識共享對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響研究[D].武漢:武漢理工大學(xué),2014.

[13]雷志柱,周葉玲.發(fā)展型人力資源實踐與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系分析:基于組織學(xué)習(xí)和知識共享的中介作用[J].企業(yè)管理,2014,(23):96-97.

[14]李軍,胡璠,李漢.知識共享視角下人力資源管理實踐對創(chuàng)新績效的影響研究[J].湘潭大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版),2014,38(2):46-50.

[15]王仙雅,林盛,陳立蕓,等.組織氛圍、隱性知識共享行為與創(chuàng)新績效關(guān)系的實證研究[J].軟科學(xué),2014,8(5):43-47.

[16]柳艷婷. 研發(fā)團隊知識異質(zhì)性對知識共享與創(chuàng)新績效的影響研究[D].哈爾濱:哈爾濱理工大學(xué),2015.

[17]劉映朕.研發(fā)團隊社會資本、知識共享、知識創(chuàng)新績效關(guān)系研究:基于蘇中地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)實證[J].揚州:揚州大學(xué),2015.

[18]沈楊.組織創(chuàng)新氛圍、知識共享與員工創(chuàng)新績效的關(guān)系研究[J].南京:南京郵電大學(xué),2015.

[19]楊傳鑫.嵌入型、知識共享與集群內(nèi)科技型小微企業(yè)的創(chuàng)新績效研究[J].錦州:渤海大學(xué),2015.

[20]楊洪濤,楊平曉.開放度、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)及知識共享對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響[J].工業(yè)工程與管理,2015,20(2):68-73.

[21]王麗麗,陳國宏.鏈式集群關(guān)系機制、知識共享對創(chuàng)新績效的影響研究[J].發(fā)展研究,2015,(3):63-68.

[22]蘇濤永,李雪冰,單志汶,等.外部聯(lián)結(jié)、知識共享有效性與團隊創(chuàng)新績效:來自汽車產(chǎn)業(yè)的實證研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理,2016,37(7):26-33.

[23]戈曉燕.組織文化對知識共享和創(chuàng)新績效的中介關(guān)系的研究:基于PLS-SEM模型[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2015,(4):36-43.

[24]Meng-Lei M H,Jeou-Shyan H, Yu-Hua C S. Hospitality Teams: Knowledge Sharing and Service Innovation Performance[J]. Tourism Management, 2008, 30: 41-50.

[25]Sarsh M,et al. The Top Management Team, Reflexivity, Knowledge Sharing and New Product Performance: A Study of the Irish Software Industry[J]. Creativity and Innovation Management, 2010, 19(3): 219-232.

[26]Stanley K S W. Enviromental Requirements, Knowledge Sharing and Green Innovation: Empirical Evidence from the Electronics Industry in China[J]. Business Strategy and the Environment, 2012, 5(22): 321-338.

[27]Maura K, Jan K,Carsten S. Psychological Safety Knowledge Sharing and Creative Performance in Healthcare Teams[J]. Creativity and Innovation Management, 2013, 21(2): 147-157.

[28]Salih Y,Alaeddin K, Büyükbee T. Knowledge Sharing Process, Innovation Capability and Innovation Performance: An Empirical Study[J]. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 2013, 75: 217-225.

[29]Zhaoquan J, Chen W. The Impacts of Network Competence, Knowledge Sharing on Service Innovation Performance: Moderating Role of Relationship Quality[J]. Journal of Industrial Engineer and Management, 2013, 6(1): 25-49.

[30]Paavo R,et al. Knowledge Sharing, Knowledge Leaking and Relative Innovation Performance: An Empirical Study[J]. Technovation, 2015, 35: 22-31.

[31]Pedro S,Ricardo C,Simona P. Web Knowledge Sharing and Its Effect on Innovation: An Empirical Investigation in SMEs[J]. Knowledge Management Research & Pratice, 2014, 12:103-113.

[32]Xiaowei Q,Xiaocen Y,Yanle L. The Effect of Psychology Capital and Knowledge Sharing on Innovation Performance for Professional Technical Employees[J]. Journal of Service and Management, 2015, 8:545-551.

[33]Kashif H,Rupam K,Faizan A. Measuring Service Innovation Performance through Team Culture and Knowledge Sharing Behavior in Hotel[J]. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 2016, 224: 35-43.

[34]Estrada I,Faems D, Faria P. Coopetition and Product Innovation Performance: The Role of Internal Knowledge Sharing Mechanisms and Formal Knowledge Protection Mechanisms[J]. Industrial Marketing Management, 2016, 53: 56-65.

[35]Nada I J Q. The Mediating Role of Knowledge Sharing on Relationship between IT Capability and IT Support as Predictors of Innovation Performance: An Empirical Study on Mobile Companies in Iraq[J]. Procedia Economics and Finance, 2016, 39: 562-570.

[36]程聰,謝洪明. 市場導(dǎo)向與組織績效:一項元分析的檢驗[J]. 南開管理評論,2013,(16):38-46.

[37]Kuppens S,Laurent L,Heyvaert M,Onghena P. Associations Between Parental Psychological Control and Rrelational Aggression in Children and Adolescents: A Multilevel and Sequential Meta-analysis[J]. Developmental Psychology, 2013, 49(9): 1697-1712.

[38]Higgins J P T,Thompson S G,Deeks J J,Altman D G. Measuring Inconsistency in Meta-analysis[J]. The BMJ, 2003, 327(7414): 557-560.

[39]段錦云,張晨,徐悅. 員工建言行為的人口統(tǒng)計特征元分析[J].心理科學(xué)進展,2016,24(10):1568-1582.

[40]Polanyi M. The Tacit Dimension[M]. London: Routledge and Kegan Paul, 1966.

[41]Wu S L,Keysar B. The Effect of Culture on Perspective Taking[J]. Psychological Science, 2007, 18(7):600-606.

F272.5;F279.23

A

1672-5956(2017)06-0052-08

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.06.007

2017-03-28

國家社科基金年度項目“新經(jīng)濟企業(yè)商業(yè)模式創(chuàng)新空間研究”(17BGL037)

王炳成,1974年生,男,山東青島人,山東科技大學(xué)副教授,碩士生導(dǎo)師,博士,研究方向為人力資源管理和創(chuàng)新管理,(電子信箱)qdwbc@163.com。

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