陳耘，張心培，趙富強，胡偉

(武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

知識經(jīng)濟時代，創(chuàng)新成為企業(yè)競爭優(yōu)勢獲取和可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，而創(chuàng)新的本質(zhì)是知識的創(chuàng)造和運用[1]，因而組織生存發(fā)展越來越依賴于有效的知識共享[2]。眾所周知，知識共享是個體自由裁量行為[3]，由于知識的稀缺性、競爭性與壟斷性影響個體職業(yè)發(fā)展，因而員工往往故意隱藏他人所需知識[4]，即知識隱藏。盡管知識隱藏短期會提高隱藏者績效，但長期來看會降低個體、團隊與組織績效[5]，就會不利于組織發(fā)展[6]。因此，如何減少員工知識隱藏行為成為業(yè)界與學(xué)界亟待解決的問題[7]。

研究發(fā)現(xiàn)，支持性人力資源實踐可為員工提供組織支持，使其生理與心理資源消耗相應(yīng)減少, 可以將更多資源用于工作, 從而改善其任務(wù)績效[8]。因此，人力資源實踐能夠促進組織知識分享、轉(zhuǎn)移、吸收和轉(zhuǎn)化[9]。而現(xiàn)實中，員工職業(yè)發(fā)展和社會地位影響員工資源生成(如組織自尊、自我效能感以及心理資本等)與資源獲取(如組織資源配置)，為維持自身競爭優(yōu)勢、職業(yè)發(fā)展和社會地位，因而不愿分享自身稀缺資源(如知識)，甚至?xí)捎酶嗥茐暮推垓_行為(如知識隱藏或操縱等)[10]。合作共贏發(fā)展(Win-win cooperation in career development)是組織為獲取動態(tài)競爭優(yōu)勢和實現(xiàn)組織目標，而采取的提升員工職業(yè)發(fā)展能力、激發(fā)員工職業(yè)發(fā)展動機以及提供員工職業(yè)發(fā)展機會的一系列相互獨立、相互依賴、相互補充的實踐活動。合作共贏發(fā)展基于個體資源稀缺性、知識異質(zhì)性、彼此互補性以及任務(wù)依賴性等，通過彼此合作使個體更為有效利用自身資源，并結(jié)合他人資源進行創(chuàng)新和職業(yè)發(fā)展，從而使個體績效得以提升、組織目標得以實現(xiàn)。因此，合作共贏發(fā)展影響員工知識隱藏，從而影響工作績效。而既有職業(yè)發(fā)展相關(guān)研究往往將其作為結(jié)果變量，探究其影響因素，如自我認知、職場友誼、生涯管理、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)以及領(lǐng)導(dǎo)方式等[11-15]，但鮮有研究探索職業(yè)發(fā)展管理實踐作為前因變量對員工行為與績效的影響?；诖耍P(guān)注員工職業(yè)發(fā)展致力于企業(yè)目標實現(xiàn)和個體績效提升的人力資源實踐——合作共贏發(fā)展，成為學(xué)界和業(yè)界關(guān)注的焦點，其作為組織支持性管理活動，有理由預(yù)測其可以降低員工資源損失感，使其樂于知識分享和減少知識隱藏，最終實現(xiàn)個體效能提升。

目標導(dǎo)向是一種穩(wěn)定的個體特質(zhì)，是個體選擇、尋找和實現(xiàn)目標的過程，影響其特定情景下的成就追求、行為方式以及行為結(jié)果[16]。當(dāng)目標導(dǎo)向合乎意愿時，其可促進行為發(fā)生，從而有助于新想法的實現(xiàn)。因此，目標導(dǎo)向可成為個體行為的驅(qū)動者和調(diào)節(jié)者[17-18]。研究發(fā)現(xiàn)，目標導(dǎo)向比個體認知能力和人格特征更能預(yù)測行為績效，因而是影響員工績效的關(guān)鍵變量[19]。根據(jù)目標導(dǎo)向理論，目標導(dǎo)向與內(nèi)在動機密切相關(guān)，而證明目標導(dǎo)向是一種進取型導(dǎo)向，能夠促進情感和知識投入，激發(fā)員工最佳工作投入狀態(tài)[20]，關(guān)注自身績效是否超越他人，以向他人證明自身能力[21]，因而在工作中可能為了取得良好績效而付出更多努力[22]。以往研究發(fā)現(xiàn)，證明目標導(dǎo)向與個體工作績效和自我效能感顯著正相關(guān)[19]。目標導(dǎo)向水平高低導(dǎo)致員工動機需求差異，證明目標導(dǎo)向水平越高，員工證明自我能力的動機需求越強烈，越愿意向他人展示自身能力，從而獲得更高的他人認同，以此證明自身價值。

因此，合作共贏發(fā)展的人力資源實踐是組織誘因，證明目標導(dǎo)向是個體內(nèi)在動機，兩者交互作用會影響個體工作績效，因而其可能調(diào)節(jié)合作共贏發(fā)展和知識隱藏對個體工作績效的直接影響，同時還可能調(diào)節(jié)合作共贏發(fā)展通過知識隱藏對個體工作績效的間接作用。鑒于此，本文基于資源保存和目標導(dǎo)向理論，探究中國情景下合作共贏發(fā)展對個體工作績效的影響機理與邊界條件，進一步探究知識經(jīng)濟時代員工的內(nèi)在動機及行為作用，以期更好地揭示合作共贏發(fā)展與個體工作績效間黑箱機制與邊界條件，概念模型如圖1所示。

圖1 概念模型

一、研究設(shè)計

(一)研究假設(shè)

1.合作共贏發(fā)展與個體工作績效

當(dāng)企業(yè)人力資源實踐關(guān)注員工發(fā)展時，員工將更有動力從事自己當(dāng)前以及未來工作，不斷增長自身職業(yè)技能與知識，從而創(chuàng)造企業(yè)價值[23]。支持性人力資源實踐 (Supportive human resource practice) 是組織向員工投資并認可其貢獻的管理實踐[24-25]，成長機會、職業(yè)發(fā)展、福利報酬、員工參與、績效評估等都是支持性人力資源實踐活動[26]。根據(jù)資源保存理論，合作共贏發(fā)展基于個體資源的稀缺性、異質(zhì)性、互補性和依賴性等，通過成員之間以及成員與組織之間的合作使個體力量得以放大，個體績效得以提升和目標得以實現(xiàn)，從而帶動團隊與組織績效的提升與目標實現(xiàn)。合作共贏發(fā)展有助于員工更為有效地利用自身工作資源，并結(jié)合他人資源進行生產(chǎn)創(chuàng)新和職業(yè)發(fā)展，使成員相互依存共同實現(xiàn)目標。當(dāng)組織為員工提供職業(yè)發(fā)展機會時，員工會產(chǎn)生回報組織的義務(wù)感，并通過積極投入工作、完成任務(wù)目標、維持良好人際關(guān)系等方式回報組織[27-29]。既有研究從工作資源視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)組織為員工提供職業(yè)成長機會能正向預(yù)測員工的工作投入[30]。基于此，本文提出如下假設(shè):

假設(shè)H1:合作共贏發(fā)展與個體工作績效顯著正相關(guān)。

2.知識隱藏的中介作用

資源保存理論認為，當(dāng)人們處于資源損失的威脅狀態(tài)(情境)時，他們可能不會分享自身剩余資源(如知識)，從而對自身知識資源加以維護，避免知識資源的進一步損失[31]。為增加資源存量，個體更愿將資源投入到風(fēng)險較小的行為中。競爭使員工相互猜疑，員工不自覺地將自身與同事進行比較，出于對維持自身地位的考慮，員工會采用更多破壞和欺騙行為如知識隱藏來維持自身競爭優(yōu)勢[32]。相對于充滿威脅競爭的環(huán)境，健康良好的工作環(huán)境往往更容易調(diào)動員工的工作熱情[33]。人力資源實踐活動影響組織知識網(wǎng)絡(luò)和知識環(huán)境的變化,受此影響個體將不斷改變其態(tài)度和行為以適應(yīng)組織知識管理氛圍[9]。組織信任和組織氛圍影響員工知識分享的意愿[34]。組織公平、分享、歸屬等氛圍對員工知識隱藏行為有負向影響[35]，合作共贏發(fā)展可為員工成長和發(fā)展提供組織支持，這種樂觀積極的環(huán)境可以避免員工資源損失，提升員工對組織的歸屬感和信任感，從而促進員工之間的良好合作，有利于組織內(nèi)部知識的分享、傳遞和流動[36]。合作共贏發(fā)展強調(diào)員工長期發(fā)展，而促進員工分享知識的有效途徑就是將其作為影響職業(yè)發(fā)展的重要因素[37]。既有研究發(fā)現(xiàn)，組織提供良好的職業(yè)發(fā)展機會與員工知識共享行為顯著正相關(guān)[38]?；诖耍狙芯刻岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)H2: 合作共贏發(fā)展與知識隱藏顯著負相關(guān)。

知識隱藏定義為個體在知識轉(zhuǎn)移時有意保留或隱藏知識的行為，這里的知識包括信息、觀點及成員完成任務(wù)的相關(guān)專業(yè)技能[5]。從資源視角來看，員工的知識隱藏行為可能源于其對稀缺資源的保護[7]。知識隱藏會損害成員內(nèi)外合作、新想法產(chǎn)生以及政策或程序的實施,進而損害團隊和組織績效[39]。對個體而言，雖然短期內(nèi)可能提高隱藏者工作績效，但不利于其長期績效[5]。一方面，隨著時間推移，知識隱藏會使自身蒙羞，減少其組織公民行為[40]，還會傷害知識尋求者感情，加劇彼此之間的不信任，從而形成惡性循環(huán)，最終使得自身創(chuàng)新工作行為減少[41]；另一方面，知識隱藏降低了知識廣度、深度和相關(guān)度，從而抑制其績效提升[42]。當(dāng)員工進行知識隱藏時，個體知識雖然得以保留，但是阻礙了組織內(nèi)的知識流通，降低了組織與個體創(chuàng)新與成長能力，最終對組織和個體效能產(chǎn)生消極影響[43-44]。此外，對于知識尋求者而言，一方面，由于知識隱藏使其難以獲得有效知識，對其短期工作績效產(chǎn)生不利影響；另一方面，基于社會交換的互惠性，長期知識隱藏會使知識尋求者失去對知識隱藏者的信任，從而減少與知識隱藏者之間的知識共享與交流，同時會向其他員工尋求有效知識，造成知識尋求者與知識隱藏者之間彼此信任降低與知識共享減少，因而降低其工作績效。因此，有理由推斷知識隱藏不僅對組織績效產(chǎn)生不良影響，最終會影響員工個體工作效能?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)H3: 知識隱藏與個體工作績效顯著負相關(guān)。

綜上所述，本文認為，當(dāng)組織能夠為員工職業(yè)發(fā)展提供支持時，員工需求得到重視和滿足，資源損失風(fēng)險隨之降低，其對組織的信任感得以增強，知識隱藏行為相應(yīng)減少[45]，從而形成員工之間以及員工與組織之間的相互支持、幫助與配合，從而實現(xiàn)知識資源的共享，進而使個體績效得以提升?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)H4: 知識隱藏中介合作共贏發(fā)展對個體工作績效有正向影響。

3.證明目標導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用

目標導(dǎo)向包括學(xué)習(xí)目標導(dǎo)向、績效證明目標導(dǎo)向和績效回避目標導(dǎo)向，其中學(xué)習(xí)目標導(dǎo)向型個體致力于獲取新知識和新技能，從而提高自身能力；證明目標導(dǎo)向型個體喜歡通過任務(wù)完成向他人證明自身能力；回避目標導(dǎo)向型個體則會盡可能回避無法展現(xiàn)自身能力或暴露自身弱點的工作,以避免他人的負面評價[46]。目標導(dǎo)向理論認為，目標導(dǎo)向能夠提高個體動機水平。盡管學(xué)習(xí)目標導(dǎo)向與績效證明目標導(dǎo)向均與個體積極行為有關(guān)，但學(xué)習(xí)目標導(dǎo)向型個體旨在自身能力提升，重在獲取知識技能，基于社會交換互惠原則，其更愿意進行知識共享而非知識隱藏。而績效證明目標導(dǎo)向型個體旨在證明自身能力，為證明自身能力會盡力獲取知識技能，還會通過知識隱藏減少他人知識技能的獲取，以強化自身能力優(yōu)勢。因而本文選擇證明目標導(dǎo)向作為調(diào)節(jié)變量。研究表明，證明目標導(dǎo)向與個體學(xué)習(xí)、努力以及成就追求積極相關(guān)[22]。因此，證明目標導(dǎo)向型個體在乎自身是否比他人更為優(yōu)秀，傾向于在別人面前證明自身能力[21]，在意自身能力能否得到他人認同[47]。中國情境下，員工更為重視工作的良好表現(xiàn)，為向他人證明自身能力，證明目標導(dǎo)向型個體樂于投入大量精力，努力提高自身技能水平，參與重要工作任務(wù)[48]?；诖?，本文提出如下假設(shè):

假設(shè)H5: 證明目標導(dǎo)向調(diào)節(jié)合作共贏發(fā)展對個體工作績效的影響，證明目標導(dǎo)向水平越高的個體，其自身工作績效越高。

證明目標導(dǎo)向型個體工作動力是他人的正面積極評價，因而不愿承擔(dān)可能給自身帶來負面影響的工作任務(wù)[18]，因而往往借助組織環(huán)境傳遞的信號來判斷自身行為是否合適，從而獲得有利評價，避免負面反饋。同時，證明目標導(dǎo)向水平高的個體善于偽裝和掩飾自己，懂得理智選擇要隱藏的知識，會合理運用知識隱藏策略。因此，由于證明目標導(dǎo)向水平高的員工，知識隱藏內(nèi)容選擇合適，策略運用得當(dāng)，不易被知識尋求者識別，因而知識隱藏對個體工作績效的負向影響較弱[49]。基于此，本文提出如下假設(shè):

假設(shè)H6: 證明目標導(dǎo)向調(diào)節(jié)知識隱藏對個體工作績效的影響，證明目標導(dǎo)向水平越高的個體，知識隱藏對其工作績效的負面影響越弱。

由于證明目標導(dǎo)向型個體為獲得積極評價，而不愿承擔(dān)會給自己帶來負面評價的工作[18]，因而證明目標導(dǎo)向調(diào)節(jié)合作共贏發(fā)展通過知識隱藏對個體工作績效的間接作用，證明目標導(dǎo)向水平越高的個體，其知識隱藏的中介作用越弱?；诖?，本文提出如下假設(shè):

假設(shè)H7: 證明目標導(dǎo)向調(diào)節(jié)合作共贏發(fā)展通過知識隱藏對個體工作績效的間接作用，證明目標導(dǎo)向水平越高的個體，其知識隱藏的中介作用越弱。

(二)數(shù)據(jù)收集

本次問卷調(diào)查采用滾雪球抽樣法，從2019年1月到3月，對武漢、北京、上海、廣州、深圳以及蘇州等不同城市，信息通訊、生物工程、教育培訓(xùn)、機械制造、工程建設(shè)以及教育培訓(xùn)等不同行業(yè)，研究開發(fā)、生產(chǎn)運營、市場營銷、行政人事等不同部門，高層、中層以及基層等不同層次員工，通過現(xiàn)場發(fā)放并回收問卷的方式收集數(shù)據(jù)，共發(fā)放問卷410份，回收問卷349份，剔除無效問卷68份，得到281份有效問卷(有效性80.52%)。其中，男性73.31%，女性 26.69%；年齡18—25歲11.03%，26—35歲29.89%，36—55歲54.45%，56歲及以上4.63%；大專及以下47.69%，本科41.28%，碩士9.96%，博士及以上1.07%；工齡3年及以下14.59%，3—5年8.90%，5—10年11.03%，10年及以上37.72%；高層管理者14.95%，中層管理者38.54%，基層管理者28.72%，普通員工17.79%。

(三)變量測量

量表測量均采用李克特5點量表法，從“1—5”分別代表“非常不符合”—“非常符合”。

1.合作共贏發(fā)展

本文通過扎根質(zhì)性研究，利用文獻研究、專家意見、對象反饋以及小組討論，形成7題初始量表，后經(jīng)過對108份有效樣本問卷預(yù)測試，KMO值為0.94(P<0.001)，適合進行探索性因子分析，結(jié)果顯示特征值大于1的公因子有1個，累積解釋變異量為76.73%，刪除因子載荷低于0.50或不能很好收斂于所屬概念的3題項，最終形成單維4題量表，如表1。后續(xù)280份問卷的驗證性因子分析擬合指標如下：χ2/df=2.35,NFI=0.93,CFI=0.95,CFI=0.94,IFI=0.96,TLI=0.95,RMSEA=0.05,Cronbach’sα值為0.93，因而4題項量表擬合情況良好。例題如“公司內(nèi)外合作意識強或社會關(guān)系網(wǎng)廣的員工更易晉升”“公司會破格提拔能力出眾、業(yè)績優(yōu)秀或樂于助人的員工”“公司根據(jù)員工職業(yè)規(guī)劃提供針對性和個性化的輔導(dǎo)培訓(xùn)”，以及“公司中積極學(xué)習(xí)與分享知識信息或經(jīng)驗的員工更易晉升”。

2.知識隱藏

本文采用Connelly的3題項量表[5]，例題如“我答應(yīng)幫助同事，但并未真正打算幫助他”“當(dāng)同事向我詢問知識時，我會裝作不知道相關(guān)信息”“當(dāng)同事向我詢問知識時，盡管我知道，但我會說不知道”以及“當(dāng)同事向我詢問知識時，我試圖隱藏新的解決方案、措施或想法”。本文知識隱藏的 Cronbach’sα系數(shù)為0.91。

3.證明目標導(dǎo)向

本文采用Vandewalle的4題項量表[46]，例題如“工作中，我非常樂于證明我比同事做得更出色”“工作中，我總是思考怎么做才能證明我的能力”“當(dāng)別人認為我工作做得很出色時，我會很開心”和“我更愿意在能夠展示我能力特長的任務(wù)上工作”。本文證明目標導(dǎo)向的Cronbach’sα系數(shù)為0.85。

4.工作績效

本文采用趙富強的5題項量表[50]，例題如“我總能克服困難實現(xiàn)自身工作目標”“我總能保質(zhì)保量完成交辦的工作任務(wù)”“我總能創(chuàng)造性地實現(xiàn)自身工作任務(wù)”“我的任務(wù)完成得總是比同事更加出色”以及“我總能在工作中提高自身知識技能”。本文工作績效的 Cronbach’sα系數(shù)為0.88。

5.控制變量

既有研究表明，個體差異可能會影響員工知識行為，年齡、性別、任期以及角色可能影響成員態(tài)度、行為以及績效[51]，因而本文對性別、年齡、學(xué)歷、工齡和職務(wù)等變量加以控制。

(四)共同方法偏差檢驗

本文采用Harman單因素檢驗法對量表進行因子分析，未旋轉(zhuǎn)的主成分分析發(fā)現(xiàn)4個特征值大于1的因子，且最大因子解釋的變異量為33%(低于40%)，表明本文不存在嚴重的共同方法偏差問題。

(五)驗證性因子分析

對合作共贏發(fā)展的KMO值為0.90，Bartlett球形檢驗小于0.001，因而適合進行探索性因子分析，結(jié)果如表1，合作共贏發(fā)展的因子載荷在0.85—0.90之間，Cronbach’sα系數(shù)為0.93，說明該量表信度良好。

表1 探索性因子分析

本文采用AMOS 17.0對所有變量進行驗證性因子分析，結(jié)果如表2所示，四因子模型擬合指標最佳，表明研究變量間區(qū)分效度良好。

表2 驗證性因子分析結(jié)果

二、結(jié)果討論

(一)信度與效度分析

信度結(jié)果如前所述表現(xiàn)良好。而效度檢驗主要考察內(nèi)容與結(jié)構(gòu)效度，由于本文變量測量采用相關(guān)成熟量表，自編量表經(jīng)文獻研究、專家座談、小組討論以及統(tǒng)計檢驗，內(nèi)容效度較好。在結(jié)構(gòu)方面，本文通過聚合效度和區(qū)分效度進行檢驗。

1.聚合效度檢驗

根據(jù)表3，變量各維度題項載荷均在0.61和0.90之間，AVE在0.54和0.76之間，變量的組合信度大于0.85，滿足各因子載荷和AVE同時大于0.50、變量組合信度大于0.70，說明變量聚合效度符合要求。

2.區(qū)分效度檢驗

采用變量AVE均值與相關(guān)系數(shù)平方的比較進行判斷。根據(jù)表3和表4，表3中有潛變量相應(yīng)AVE值，表4第1和第2列表示變量均值與標準差，非對角線元素代表對應(yīng)潛變量相關(guān)性。以合作共贏發(fā)展與工作績效為例來說，兩者的AVE均值是0.65，兩者相關(guān)性平方0.10，顯然合作共贏發(fā)展和工作績效的AVE均值大于其相關(guān)性系數(shù)平方。因而變量間區(qū)分效度較為理想。

表3 聚斂效度分析

表4 描述性統(tǒng)計及區(qū)分效度分析

(二)描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

如表4所示，合作共贏發(fā)展與工作績效(β=0.31，P<0.01)之間顯著正相關(guān)，H1得到初步驗證；合作共贏發(fā)展與知識隱藏(β=-0.30，P<0.01)之間顯著負相關(guān)，H2得到初步驗證；知識隱藏與工作績效(β=-0.26，P<0.01)顯著負相關(guān)，H3得到初步支持。

(三)研究假設(shè)檢驗

對數(shù)據(jù)進行共線性診斷，結(jié)果顯示，各模型中容差值均小于1大于0.10，VIF值最大為2.69小于3，說明變量間不存在嚴重的多重共線性和自相關(guān)問題，模型構(gòu)建較為穩(wěn)定。

1.直接效應(yīng)檢驗

根據(jù)表5的模型2，合作共贏發(fā)展與工作績效顯著正相關(guān)(0.33，P<0.001)；根據(jù)模型4，合作共贏發(fā)展與知識隱藏顯著負相關(guān)(-0.30，P<0.001)；根據(jù)模型3，知識隱藏與工作績效顯著負相關(guān)(-0.28，P<0.001)。因此，假設(shè)H1、H2與H3均得到驗證。

表5 直接效應(yīng)層級回歸結(jié)果

2.中介作用檢驗

根據(jù)表6的模型5，合作共贏發(fā)展和知識隱藏同時加入，合作共贏發(fā)展對工作績效的系數(shù)由0.33(P<0.001) 下降到0.28(P<0.001)，表明知識隱藏在合作共贏發(fā)展與工作績效之間有部分中介作用，從而假設(shè)H4得到驗證。本文進一步采用SPSS 22.0的PROCESS分析插件，重復(fù)抽取5 000次的Bootstrap檢驗發(fā)現(xiàn)，95%CI=[0.01，0.07]，置信區(qū)間不包含0，因而中介效應(yīng)再次得到驗證。

表6 中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)層級回歸結(jié)果

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為減少變量間多重共線性問題，需要對變量進行中心化處理。為檢驗證明目標導(dǎo)向在合作共贏發(fā)展與個體工作績效間調(diào)節(jié)效應(yīng)，分3步依次將控制變量、合作共贏發(fā)展、證明目標導(dǎo)向以及證明目標導(dǎo)向與合作共贏發(fā)展的交互項納入回歸方程，結(jié)果如表6的模型7所示，交互項的回歸系數(shù)(-0.14，P<0.05)顯著，因而假設(shè)H5得以驗證。為驗證證明目標導(dǎo)向在知識隱藏與個體工作績效間的調(diào)節(jié)作用，分3步依次將控制變量、知識隱藏、證明目標導(dǎo)向以及知識隱藏與證明目標導(dǎo)向的交互項納入回歸方程，結(jié)果如表6的模型9所示，交互項回歸系數(shù)0.15(P<0.01)顯著，因而假設(shè)H6得以驗證。

根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)斜率圖2，證明目標導(dǎo)向水平高的個體要比證明目標導(dǎo)向水平低的個體工作績效高，因而假設(shè)H5得到支持。根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)斜率圖3，證明目標導(dǎo)向水平高的個體要比證明目標導(dǎo)向水平低的個體負向斜率更為平坦，證明目標導(dǎo)向水平越高的個體，知識隱藏對其工作績效的負面影響越弱，因而假設(shè)H6同樣得以驗證。

圖2 證明目標導(dǎo)向在合作共贏發(fā)展與個體工作績效間的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖3 證明目標導(dǎo)向在知識隱藏與個體工作績效間的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4.有調(diào)節(jié)的中介作用檢驗

本文采用SPSS 22.0的PROCESS分析插件，通過重復(fù)抽取5 000次的Bootstrap檢驗，結(jié)果如表7所示。合作共贏發(fā)展通過知識隱藏對個體工作績效的間接作用在證明目標導(dǎo)向低時正向顯著，證明目標導(dǎo)向高時不顯著。因此，假設(shè)H7得到支持，即證明目標導(dǎo)向調(diào)節(jié)合作共贏發(fā)展通過知識隱藏對個體工作績效的間接作用，證明目標導(dǎo)向水平越高的個體，其間接作用越弱。

表7 有調(diào)節(jié)的中介檢驗

三、結(jié)語

(一)研究結(jié)論

本文基于資源保存理論，實證分析了中國情境下合作共贏發(fā)展通過知識隱藏對個體工作績效的作用機理，考察了證明目標導(dǎo)向的邊界作用，實證研究得出以下結(jié)論：

第一，合作共贏發(fā)展對個體工作績效有顯著正向影響。人力資源實踐是員工能力提升、動機激發(fā)與機會提供的組織規(guī)則框架，而合作共贏發(fā)展作為重要的企業(yè)人力資源實踐，可以提供更為廣闊的發(fā)展平臺和互相成就的工作氛圍，可以提升員工知識共享能力、激發(fā)知識共享動機和提供知識共享機會，從而提升其個體工作績效。

第二，知識隱藏在合作共贏發(fā)展與個體工作績效之間有部分中介作用。這說明身處合作共贏的職8業(yè)發(fā)展情境下，員工會減少知識隱藏，更樂意分享知識和交換資源，會把握機會借助組織資源完善自己，助力組織合作、創(chuàng)意產(chǎn)生以及政策實施，從而推動個體工作績效提高。

第三，證明目標導(dǎo)向調(diào)節(jié)并強化合作共贏發(fā)展對個體工作績效的直接正向影響，弱化知識隱藏對個體工作績效的負向影響，弱化知識隱藏在合作共贏發(fā)展與個體工作績效間的間接作用。

(二)創(chuàng)新貢獻

本文創(chuàng)新貢獻在于：

第一，豐富了人力資源實踐理論研究，是企業(yè)關(guān)注員工職業(yè)發(fā)展的一次新探索，從而有助于豐富和深化合作共贏發(fā)展的研究領(lǐng)域與內(nèi)容，促進合作共贏發(fā)展概念、理論的完善和發(fā)展。

第二，引入知識隱藏變量闡明了合作共贏發(fā)展對個體工作績效的作用機制，以員工內(nèi)在動機和主動行為作為觀察視角，得以窺見知識隱藏在合作共贏發(fā)展與個體工作績效間作用機理，對深化兩者間作用機理的認識大有裨益，從負面視角補充了知識交換行為研究。

第三，通過考察合作共贏發(fā)展和個體工作績效間邊界條件，豐富了目標導(dǎo)向的相關(guān)研究?；谀繕藢?dǎo)向理論，本文發(fā)現(xiàn)，只有充分發(fā)揮外部組織誘因和內(nèi)部個人動機，才能有效提升員工的個體工作績效。與西方情境相比，在關(guān)系差序格局的人情社會，成員均想樹立自身在社會中的個人形象，通過與他人交往，其形象可能會被損害、保持或增強，個體既希望得到他人贊同、喜愛、欣賞和尊敬，又不希望他人強加于自己，而證明目標導(dǎo)向在某種程度上就是員工的形象觀，知識隱藏者基于形象塑造需要會選擇不同知識策略，因而證明目標導(dǎo)向在中國形象文化情境下更為合適。因此，本文將證明目標導(dǎo)向作為調(diào)節(jié)變量納入研究框架，從而進一步拓展了目標導(dǎo)向相關(guān)研究。

(三)實踐意義

本文實踐意義在于：

第一，企業(yè)應(yīng)重視合作共贏發(fā)展對員工個體工作績效的影響，要意識到鼓勵員工“我為人人、人人為我”，努力營造合作共贏的工作氛圍，創(chuàng)建上下聯(lián)通、利益相關(guān)的職業(yè)發(fā)展體系是組織發(fā)展的重要手段。人力資源實踐作為重要組織支持，應(yīng)為員工的職業(yè)發(fā)展提供動力，培養(yǎng)高素質(zhì)人才隊伍，增強企業(yè)發(fā)展的凝聚力和創(chuàng)造力。因此，在工作初期，管理者應(yīng)該為團隊成員交流創(chuàng)造機會，如提出問題鼓勵成員頭腦風(fēng)暴、增強信任開展團隊建設(shè)活動等，拓寬員工職業(yè)發(fā)展通道，給予相應(yīng)激勵回報，不斷牽引員工自我提升。這均有利于企業(yè)有效盤活人才資源，激發(fā)員工潛能，改善員工績效，達成團隊目標，提升企業(yè)競爭優(yōu)勢。

第二，組織應(yīng)鼓勵員工的知識共享行為。組織能在多大程度上利用知識，并不取決于員工擁有多少知識，而是取決于多少知識能在企業(yè)內(nèi)自由流動分享。企業(yè)應(yīng)改善職業(yè)發(fā)展管理，為員工提供知識資源的強力支持，弱化員工知識隱藏傾向，共同編織和實現(xiàn)發(fā)展藍圖。一是，組織在人力資源管理的職業(yè)發(fā)展上讓員工體驗不同崗位角色變化，從而對自身職業(yè)發(fā)展有大致方向[52]；二是，營造積極安全的組織心理氛圍，提升員工內(nèi)部身份感知水平，不求聞達天下，但求胸懷于組織，積極主動敞開心扉分享資源[53]；三是，轉(zhuǎn)變領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，培養(yǎng)精神型或授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)，讓員工真正感受到自身價值，積極融入組織。

第三，管理者要營造員工證明目標導(dǎo)向激發(fā)的組織環(huán)境。證明目標導(dǎo)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)論告訴管理者，要用積極方式引導(dǎo)員工證明目標導(dǎo)向，讓其增加強度、提高質(zhì)量和發(fā)揮價值[54]。一方面，企業(yè)在招聘時要注重選擇合作意識強且有上進心的員工，同時要維護企業(yè)內(nèi)部同事良性互動與關(guān)系融洽；另一方面，企業(yè)管理者應(yīng)注重企業(yè)進取精神文化建設(shè)，增強員工積極進取傾向，加大成員進取精神宣傳和教育力度，使員工目標導(dǎo)向與企業(yè)文化相匹配[55]。

(四)不足與改進路徑

本文不足之處在于：

第一，橫截面數(shù)據(jù)。由于時間等客觀因素限制，本文采用橫截面數(shù)據(jù)，因而難以客觀反映合作共贏發(fā)展、個體工作績效、知識隱藏和證明目標導(dǎo)向等變量間關(guān)系，未來研究可考慮多時點縱向時間序列數(shù)據(jù)。

第二，自我報告采集。由于變量數(shù)據(jù)均采用自我報告法，因而共同方法偏差難以避免，未來研究可采用配對、異源或客觀數(shù)據(jù)。

第三，整體變量構(gòu)成。本文主要整體探究知識隱藏的中介作用，并未研究知識隱藏不同維度的具體作用及其差異，同時個體工作績效僅以任務(wù)績效作為結(jié)果變量，未來可以考慮不同變量維度構(gòu)成的影響。

第四，關(guān)鍵變量選擇。本文僅從負面知識共享行為和證明目標導(dǎo)向角度考察合作共贏發(fā)展對個體工作績效的影響，因而未來可考慮不同中介與調(diào)節(jié)變量的作用。

第五，同層研究設(shè)計。本文僅從員工個體層次考察合作共贏發(fā)展對工作績效的影響，但其對團隊和組織影響如何不得而知，因而未來研究可采用跨層研究設(shè)計，以客觀真實揭示其影響機理與邊界條件。