周小蘭，張體勤

（1.山東大學 外國語學院，濟南 250100；2.山東財經(jīng)大學 工商管理學院，濟南 250014）

隨著知識經(jīng)濟化與私有化特性日益凸顯，團隊學習作為組織獲取個人知識的主要途徑，既是加強組織競爭力的核心環(huán)節(jié)[1]，同時對優(yōu)化團隊效能乃至組織創(chuàng)新績發(fā)揮著越發(fā)關(guān)鍵的作用[2-3]。如何有效提升團隊學習效果一直是組織學習研究的熱點問題。現(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，工作團隊需要通過持續(xù)學習與信息共享才能實現(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，是團隊學習順利展開的前提條件[4]。然而，信息在當代社會已被賦予商品價值，在知識產(chǎn)權(quán)自我保護意識的影響下，知識主體通常具有較低的信息開放性，既而使得團隊學習效果不佳。以往的研究偏好于通過團隊領(lǐng)導風格挖掘團隊學習的制約因素[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隊學習可能產(chǎn)生的直接影響，這使得研究結(jié)果為知識管理與組織學習管理帶來的實踐指導意義十分有限。

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]，但在組織學習研究領(lǐng)域，績效評估模式的影響至今仍缺乏關(guān)注。基于個人的績效評估方式促使團隊內(nèi)部形成不同的競爭與合作氛圍[8]，團隊成員因此呈現(xiàn)出差異化信息互動與人際交往模式，這可能直接影響個體信息開放性與團隊學習效果。個體具有追求成就的動機，為了發(fā)展自身，團隊成員需要在團隊內(nèi)通過信息共享獲取自身學習所需資源[9]，然而，知識的經(jīng)濟性與排他性又使個體本能地抑制信息共享意愿。個體追求成就的學習動機很有可能在績效評估導向?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體追求成就的學習動機相結(jié)合，探究其如何通過信息開放性制約團隊學習效果，以期獲得對知識管理和組織學習管理具有現(xiàn)實意義的研究結(jié)果與啟示。

1 文獻綜述與模型構(gòu)建

1.1 相關(guān)概念的界定

團隊學習是團隊成員基于各種信息交互方式，使信息在團隊內(nèi)進行流動，進而達到改善團隊行為、優(yōu)化團隊體系、實現(xiàn)組織目標的過程[10-11]，包括信息的獲取、存儲與提取3個過程[12]。信息獲取指團隊為了討論與反思工作問題，通過各種渠道分享知識和經(jīng)驗的過程；信息存儲指團隊對與工作相關(guān)的知識和經(jīng)驗進行收集、總結(jié)和記錄的過程；信息提取指團隊基于工作需要以及環(huán)境變化，通過運用知識、改進行為與創(chuàng)新方法的過程。

績效評估導向是員工基于個體認知而感受到的組織績效評估目的?；趥€人的績效評估有評價對比與員工成長兩種導向[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準，有利于短期內(nèi)快速提升個人與組織績效；后者注重過程，通過發(fā)現(xiàn)不足改進工作行為，通過挖掘潛力提升業(yè)務水平，有利于從長遠角度優(yōu)化個人與組織績效。

信息開放性是個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)隱信息是個體無法通過視覺和聽覺傳播，存在于個人直覺中不可編碼的信息，例如靈感、訣竅和語感等。

學習目標定向，是個體的動機以及愿望在大腦中形成的一種認知傾向，反映了個體追求成就的學習動機水平[15]；持有高水平學習目標定向的個體，在認知上具有較強的學習動機、自我效能感與冒險精神，其追求成就的目標主要體現(xiàn)于通過不斷學習新技能與發(fā)展勝任力以實現(xiàn)自我。

1.2 績效評估導向與團隊學習的相互關(guān)系

團隊學習的實現(xiàn)要求信息在團隊內(nèi)部被團隊成員共享、轉(zhuǎn)移、運用和創(chuàng)新，但整個過程可能受到組織績效評估方式的直接影響；當個體對某種評估方式產(chǎn)生強烈感知時，這種感受會通過個體認知作用于個人的信息輸出和信息處理等信息行為。通常情況下，當個體感知到強烈的評價對比導向時，個人競爭意識會得到激發(fā)，并在工作中逐漸形成逐利型價值觀，這從本質(zhì)上不利于團隊合作。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)[16]，這種導向也有積極的一面，如它能刺激個體的促進性和抑制性建言行為，使個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，團隊成員受團隊主管引導，團隊學習的實現(xiàn)離不開主管的影響，陳國權(quán)等[17]的研究證實，領(lǐng)導在團隊內(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成員專注于團隊目標，有助于團體以更加協(xié)作的狀態(tài)進行溝通，繼而顯著提升團隊學習能力。然而，在評價對比導向影響下，主管對下屬的期望則需要實現(xiàn)一種張力的平衡，即一方面要團結(jié)部屬加強溝通，提升團隊問題解決能力以優(yōu)化團隊學習效果；另一方面，又要在此類導向的指引下傳達優(yōu)劣對比與相互競爭的價值觀。主管期望的傳遞同樣會使員工產(chǎn)生相應的認知張力，個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，在團隊中與他人合作完成團隊目標。這種矛盾認知使團隊成員之間既相互依賴又暗自競爭，或許能夠提升團隊學習效果，但這種正向影響是否存在一定的局限性，還有待進一步的檢驗。

相反，當以員工成長為目的評估方式成為一種價值取向時，個體感受到組織幫助的同時會在認知上產(chǎn)生回報組織的愿望，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，個體與組織通過這種社會交換實現(xiàn)各自目標[8]。Zhang等[16]的研究印證，持有員工成長導向的個體在建言行為上更具主動性，即這類個體相對于持有評價對比導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匯報給組織。此類導向從本質(zhì)上理解是針對個人的一種內(nèi)生激勵，研究表明[18]，個人激勵有利于信息在團隊內(nèi)部得到順利轉(zhuǎn)移、學習與利用；員工成長導向所傳遞的信息顯然有利于團隊主管開展團隊學習活動，組織希望借助評估手段激發(fā)員工潛能進而提升員工能力與組織績效，主管希望通過團隊協(xié)作實現(xiàn)個人目標與團隊目標，組織與主管的雙重期待有力地弱化了團隊內(nèi)部競爭。這種以人為本的非逐利型導向使員工的內(nèi)在激勵力量得以增強，促使團隊成員以更融洽的方式在團隊內(nèi)部進行信息交互，從整體上有利于信息的共享、轉(zhuǎn)移、運用和創(chuàng)新。根據(jù)上述分析，提出假設：

H1評價對比導向?qū)F隊學習產(chǎn)生同向作用。

H2員工成長導向?qū)F隊學習產(chǎn)生同向作用。

1.3 信息開放性的中介作用

由于個體認知結(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，這可能對個體信息開放性產(chǎn)生不一致的影響。在評價對比導向的認知指引下，個體容易形成爭強好勝的心態(tài)與行為模式，為了捍衛(wèi)個人利益與內(nèi)心安全感，個體往往不得不以一種競爭姿態(tài)同團隊成員合作，越發(fā)強烈的評價對比導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)尋求高回報的績效管理方式，在現(xiàn)實意義上是一種外生激勵，這種激勵容易使個體過于專注自身利益。Crow[20]的研究早已證實，當團隊內(nèi)部過于強調(diào)個體之間的競爭時，員工傾向于將個人利益凌駕于團隊利益。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，其固有價值決定了個人在團隊中的權(quán)威，它甚至使知識主體擁有權(quán)力。組織越強調(diào)評價對比，個體信息開放性越受到抑制，出于對自身知識產(chǎn)權(quán)的保護意識，團隊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體傳遞了以人為本的價值導向與人文關(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，能夠顯著提升個體的幸福感與創(chuàng)新力[19]。研究表明[21]，內(nèi)生激勵相對于外生激勵更能促進團體的信息共享。當個體意識到組織旨在發(fā)展員工時，個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，并通過團隊這個平臺發(fā)現(xiàn)和解決問題，通過良好的信息交互達到自我發(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，此類個體可能更愿意共享內(nèi)隱信息。這是由于內(nèi)隱信息習得慢，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（例如培訓、觀摩和模仿）才能實現(xiàn)轉(zhuǎn)移；在互惠原則指導下[22]，當個體希望從團隊獲取對自身發(fā)展有利的信息時，應對外輸出類似信息以實現(xiàn)等價交換。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，當個體充分意識到組織發(fā)展員工的真實用意時，更樂意對外輸出高價值信息以實現(xiàn)間接的社會交換。根據(jù)上述分析，提出假設：

H3a評價對比導向?qū)€體外顯信息開放性產(chǎn)生反向作用。

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

H4a員工成長導向?qū)€體外顯信息開放性產(chǎn)生同向作用。

H4b員工成長導向?qū)€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，行為意愿對個體是否執(zhí)行該行為具有重要的預測作用。因此，團隊成員的信息開放性在很大程度上決定了個體是否對外執(zhí)行信息共享行為；而信息共享行為又是實現(xiàn)團隊學習的前提條件與基礎[4]。團隊知識以團隊成員為載體在團隊內(nèi)轉(zhuǎn)移，以外顯和內(nèi)隱兩種形式存在，只有兩類信息在團隊內(nèi)部通過個體實現(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]，團隊學習才能應運而生。當團隊成員對組織基于個人的績效管理方式形成不同的認知導向后，個體通過不同的信息交互與人際交往模式在團隊內(nèi)營造出不同的競爭與合作氛圍，進而形成不同水平的信息開放性，這整個影響過程使績效評估導向很可能作為一個重要的前因變量，通過個體信息開放性對團隊學習的信息獲取、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：

H5a外顯信息開放性在評價對比導向與團隊學習之間具有中介作用。

H5b內(nèi)隱信息開放性在評價對比導向與團隊學習之間具有中介作用。

H6a外顯信息開放性在員工成長導向與團隊學習之間具有中介作用。

H6b內(nèi)隱信息開放性在員工成長導向與團隊學習之間具有中介作用。

1.4 學習目標定向的調(diào)節(jié)作用

學習目標定向在個體認知上反映了個人追求成就的學習動機水平；通常情況下，持有高水平的學習目標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)定的認知傾向，通過認知結(jié)構(gòu)調(diào)整個體的學習目標，進而指引其執(zhí)行相應的信息行為[9，22，31]。持有越高的學習目標定向，個體在學習上體現(xiàn)出越強的主動性與信息需求。DeShon等[24]證實，積極的信息依賴與互惠關(guān)系容易激發(fā)持有高學習目標定向的個體形成實際的行為計劃與他人合作。Gong等[25]的研究指出，持有高學習目標定向的個體愿意把信息分享給團隊內(nèi)的其他成員，表明團隊是一個可以不斷嘗試和改進自身知識結(jié)構(gòu)和工作方法的穩(wěn)固群體。因此，隨著學習目標定向的提升，個體從認知上傾向于把團隊視為發(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現(xiàn)信息交易與能力提升。當績效評估側(cè)重評價對比時，隨著個體學習目標定向的提升，團隊內(nèi)部的競爭與緊張氛圍逐漸被個體自身的學習需求所掩蓋，團隊合作性和個體信息開放性可能有所提升；而當績效管理側(cè)重員工成長目的時，隨著個體學習目標定向的提升，組織與個人的發(fā)展需求越契合，個體的信息開放性越大。根據(jù)上述分析，提出假設：

H7a隨著學習目標定向提升，評價對比導向與外顯信息開放性的反向關(guān)系越弱，反之則越強。

H7b隨著學習目標定向提升，評價對比導向與內(nèi)隱信息開放性的反向關(guān)系越弱，反之則越強。

H8a隨著學習目標定向提升，員工成長導向與外顯信息開放性的同向關(guān)系越強，反之則越弱。

H8b隨著學習目標定向提升，員工成長導向與內(nèi)隱信息開放性的同向關(guān)系越強，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 研究設計

（1）樣本選取。為了降低信息需求與信息運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個團隊發(fā)放問卷726份，團隊成員的問卷回收數(shù)量低于團隊一半規(guī)模的團隊樣本視為無效。基于前期的相關(guān)研究[12]，通過評分者內(nèi)部一致性檢驗對團隊數(shù)據(jù)進行篩選，剔除部分團隊樣本（Rwg＜0.2的團隊視為無效）以保障團隊數(shù)據(jù)的整體質(zhì)量。最后，獲取有效樣本572個（涵括113個團隊），團隊數(shù)據(jù)有效率達79.6%。

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

（3）匯聚診斷與分析。雖在初步的團隊數(shù)據(jù)篩選中已剔除部分Rwg指標值過低的團隊，但這并不能直接確保團隊數(shù)據(jù)的高質(zhì)量。根據(jù)James等[25]的建議，0.7是一個比較通泛的評鑒指標值，當所有團隊的平均Rwg≥0.7時，每個團隊的內(nèi)部一致性才能得以嚴格保障?；诮y(tǒng)計分析，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是團隊層面的變量，故進一步采納ICC（1）和ICC（2）評鑒指標[26]，經(jīng)分析得出，ICC（1）=0.187，ICC（2）=0.623，個體數(shù)據(jù)在整體上具有較高的組間一致性和組內(nèi)一致性。繼而個體數(shù)據(jù)通過匯聚分析順利轉(zhuǎn)化成團隊數(shù)據(jù)。

表1 量表的信度檢驗、探索性因子分析與驗證性因子分析(N=572)

3 實證結(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），作用方向與預期相反，因此，假設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H4a與H4b獲得初步證實；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），通過回歸模型進一步檢驗多元共線性問題，TOL、VIF、EVA和CI等評價指標值均未發(fā)現(xiàn)異常，故檢驗通過。此外，采取Harman單因素檢驗對同源誤差問題進行診斷，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?？梢?，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)，國有獨資企業(yè)與IPAO2、LGO和TL均呈現(xiàn)顯著負相關(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，進一步驗證相關(guān)假設。

3.2 直接效應分析

首先，IPAO對TL的直接效應檢驗。如表3的方程2A與2B所示，IPAO1和IPAO2分別進入以TL為解釋變量的回歸模型后，標準回歸系數(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H1和H2獲得支持。

其次，IPAO對IO的直接效應檢驗。如表3中方程3A與4A所示，IPAO1分別進入以IO1和IO2為解釋變量的回歸模型后，標準回歸系數(shù)分別為0.242（P＜0.01）和0.238（P＜0.01）?？梢姡琁PAO1對IO1和IO2均存在顯著正向影響，與預期設想不一致。因此，假設H3a和H3b未獲得支持。進一步，通過方程3A′和4A′發(fā)現(xiàn)，IPAO2分別進入以IO1和IO2為解釋變量的回歸模型后，標準回歸系數(shù) 分 別 為0.264（P＜0.01）和0.296（P＜0.01），IPAO2對IO1和IO2的正向影響得到驗證。因此，假設H4a和H4b獲得支持。特別提及的是，通過4個方程對比發(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。通過表3中方程2C和2D進行對比發(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 中介效應分析

首先，IO1和IO2對IPAO1-TL的中介作用檢驗。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IPAO1和IO1同時進入模型時，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IPAO1和IO2同時進入回歸模型時，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。因此，假設H5a和H5b獲得支持。

其次，IO1和IO2對IPAO2-TL的中介作用檢驗。對比表3中方程2B和3B′發(fā)現(xiàn)，當IPAO2和IO1同時進入回歸模型時，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IPAO2和IO2同時進入回歸模型時，IPAO2的影響力則從0.519（P＜0.01）弱化至0.352（P＜0.01）?？梢?，IO1和IO2在IPAO2-TL間同樣起到部分中介效應。因此，假設H6a和H6b通過。

3.4 調(diào)節(jié)效應分析

首先，LGO對IPAO1-IO1和IPAO1-IO2的調(diào)節(jié)作用檢驗。如表4所示，通過方程2A與3A對比發(fā)現(xiàn)，在預測IO1時，IPAO1·LGO進入回歸模型后，解釋力ΔR2在模型2A的0.185基礎上增強了0.030，交互項的回歸系數(shù)達到顯著（β=-0.175，P＜0.01）。這表明，LGO對IPAO1-IO1存在調(diào)節(jié)效應，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，調(diào)節(jié)方向與預期并不一致。因此，H7a未獲得支持。通過方程2B與3B對比發(fā)現(xiàn)，在預測IO2時，IPAO1·LGO進入回歸模型后，解釋力ΔR2在模型2A的0.201基礎上增強了0.010，交互項的回歸系數(shù)達到顯著（β=-0.100，P＜0.01）。這表明，LGO對IPAO1-IO2具有調(diào)節(jié)效應，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，調(diào)節(jié)方向與預期不一致。因此，假設H7b未通過。

其次，LGO對IPAO2-IO1和IAPO2-IO2的調(diào)節(jié)效應檢驗。通過比較方程2A′與3A′發(fā)現(xiàn)，IPAO2·LGO進入以IO1為解釋變量的回歸模型中，解釋力在方程2A′的基礎上增加了0.014（由于調(diào)節(jié)模式與圖1較為接近，不再贅述），交互項的回歸系數(shù)達到顯著（β=-0.119，P＜0.01）。這表明，LGO對IPAO2-IO1存在調(diào)節(jié)作用，但方向與預期相反。因此，假設H8a未通過。同時，通過比較方程2B′與3B′發(fā)現(xiàn)，IPAO2·LGO進入以IO2為解釋變量的回歸模型中，解釋力在方程2B′的基礎上增加了0.006（由于調(diào)節(jié)模式與圖2較為接近，不再贅述），交互項的回歸系數(shù)同樣達到顯著（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）績效評估的評價對比導向?qū)€體信息開放性與團隊學習具有正向作用，信息開放性在評價對比導向與團隊學習之間具有部分中介作用。此類導向?qū)π畔㈤_放性的同向作用與設想相反，表明評估對比方式雖然具有“非人性化”特征，但適當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，只有當個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致個體積極性受挫。研究證實[32]，績效管理的評價對比導向作為情境刺激會顯著提升個體焦慮感，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人績效達到一個新峰值。Boswell等[19]在早期實驗中指出，組織績效評估不能僅強調(diào)員工成長，這容易滋生個人懈怠情緒，個體一旦脫離外生激勵，工作積極性會倍受打擊。據(jù)此，當團隊成員在團隊內(nèi)需要得到團隊主管認同，通過配合完成團隊任務以獲取個人績效時，若組織施加一定的評價對比手段，既能夠帶來個人有限度的信息開放性并以此證明自身對團隊的貢獻力，又能通過信息輸出實現(xiàn)社會交換以獲取自身所需，繼而在一定程度上優(yōu)化團隊學習水平。

（2）績效評估的員工成長導向?qū)€體信息開放性與團隊學習具有正向作用，信息開放性在員工成長導向與團隊學習之間具有部分中介作用。實證結(jié)果與理論設想基本吻合，有兩個發(fā)現(xiàn)需要特別提及：①相對于評價對比導向，員工成長導向?qū)€體的內(nèi)隱信息開放性、外顯信息開放性以及團隊學習效果的積極影響更為顯著；②相對于外顯信息開放性，團隊成員的內(nèi)隱信息開放性對團隊學習效果的貢獻力更大。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)移乃至信息運用的關(guān)鍵性；盡管評價對比方式是當今企業(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與團隊壓力驅(qū)使下所激發(fā)的信息行為，這更類似于個體期待組織認同的一種有條件社會交換，不應成為績效評估的主流手段。此外，當組織旨在通過團隊學習提升組織競爭力與適應力時，應意識到內(nèi)隱信息的重要性。研究結(jié)果證實了能夠?qū)F隊學習產(chǎn)生關(guān)鍵助力的是個體的內(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、會議傳達和內(nèi)部刊物等表面形式，而應致力于內(nèi)隱信息傳播通道的挖掘與建立。

（3）學習目標定向在評價對比導向與員工成長導向?qū)π畔㈤_放性的影響中均具有負向調(diào)節(jié)作用。學習目標定向的干擾影響雖得以證實，但其調(diào)節(jié)方式與預期設想并不一致，隨著學習目標定向的提升，評價對比導向?qū)π畔㈤_放性的正向作用被迅速削弱，反之則增強；學習目標定向?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?，學習目標定向作為一種積極的個體認知變量，并非越高越理想。持高學習目標定向的個體通常具有較強烈的自我效能感和學習動機，但是自身較強的學習力與問題解決能力使得個體無須通過團隊的信息交互獲取所需，類似于知識團隊中的專家型成員，這類個體的知識量與權(quán)威性通常能夠壓倒性覆蓋其他成員并成為團隊的中堅力量。據(jù)此，評價對比導向的競爭認知在學習目標定向的干擾下，個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向與學習目標定向具有認知契合性，均從長遠角度追求個人能力的提升，組織與個人價值觀的耦合不能有力刺激個體信息開放性，外生激勵的匱乏導致個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體信息開放性，優(yōu)化團隊學習效果提出如下建議：

（1）基于個人的績效評估模式應遵循內(nèi)生激勵為主，外生激勵為輔的原則；組織通過績效評估傳遞價值導向時，總體上應以人為本，側(cè)重個體的長遠發(fā)展，在遵循葉克斯-唐德遜法則的基礎上適當施加外在壓力與外生激勵。

（2）采用績效評估手段提升團隊學習效果時，應將組織性質(zhì)及其所處情境納入考量；基于企業(yè)性質(zhì)的影響研究，當組織高度市場化且面臨優(yōu)勝略汰的競爭環(huán)境時，管理者應在績效評估中提升員工成長導向，降低評價對比導向；當組織在經(jīng)營中享受體制保護，員工危機意識不足時，管理者應加強評價對比導向，提升個體焦慮感，培養(yǎng)“憑業(yè)績說話”的績效氛圍。

（3）學習目標定向作為個體信息行為的干擾變量，管理者在制定績效策略時應給予關(guān)注；若團隊成員整體學習目標定向水平較低，則團隊的自主學習力與問題解決能力較弱，組織應加強評價對比以刺激個體信息開放性；若團隊成員整體學習目標定向水平較高，則成員之間的知識依賴性強，組織應該盡量避免基于個人的績效管理手段，以團隊為評估單位更為妥當。

（4）知識管理者應將個體內(nèi)隱信息外顯化作為關(guān)鍵環(huán)節(jié)以優(yōu)化組織的團隊學習水平；內(nèi)隱信息開放性對團隊學習的重要性已被證實，但這類信息習得慢、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、學徒制、外聘咨詢專家、建立知識網(wǎng)絡或構(gòu)建團隊交互記憶系統(tǒng)等）促使個體內(nèi)隱信息外顯化，才能從現(xiàn)實意義上提升團隊學習效果。